TVORBA PRODUKČNÝCH A KVALITATÍVNYCH PARAMETROV...

SLOVENSKÁ POĽNOHOSODÁRSKA UNIVERZITA

V NITRE

FAKULTA AGROBIOLÓGIE A POTRAVINOVÝCH ZDROJOV

TVORBA PRODUKČNÝCH A KVALITATÍVNYCH PARAMETROV ÚRODY CUKROVEJ REPY

(BETA VULGARIS, PROV. ALTISSIMA DOELL) VPLYVOM VYBRANÝCH ANTROPOGÉNNYCH

FAKTOROV

DIZERTAČNÁ PRÁCA

Vedný odbor: Špeciálna rastlinná výroba

Školiace pracovisko: Katedra rastlinnej výroby

Školiteľ: doc. Ing. Ivan Černý, PhD.

Nitra 2010 Ing. Martina PORUBSKÁ

Čestné vyhlásenie

Podpísaná Martina Porubská vyhlasujem, že som záverečnú prácu na tému „Tvorba

produkčných a kvalitatívnych parametrov úrody cukrovej repy (Beta vulgaris, prov.

Altissima doell) vplyvom vybraných antropogénnych faktorov“ vypracovala samostatne

s použitím uvedenej literatúry.

Som si vedomá zákonných dôsledkov v prípade, ak uvedené údaje nie sú pravdivé.

V Nitre 9. apríla 2010

Martina Porubská

Poďakovanie

Dovoľujem si touto cestou poďakovať predovšetkým môjmu školiteľovi

doc. Ing. Ivanovi Černému, PhD., za odborné vedenie počas môjho doktorandského štúdia,

jeho rady a pripomienky pri spracovaní mojej dizertačnej práce.

Osobitne by som chcela poďakovať kolegom doktorandom ako aj technickým

pracovníkom Katedry rastlinnej výroby za pomoc pri analýzach vykonávaných počas

celého výskumného obdobia.

Osobitné poďakovanie patrí mojim rodičom a manželovi, ktorí mi boli veľkou oporou

a podporovali ma v každej chvíli.

Abstrakt

Cieľom dizertačnej práce bolo posúdiť vplyv vybraných faktorov (pestovateľský

rok, odroda a aplikované prípravky) na sledované parametre produkcie cukrovej repy

v podmienkach teplej a suchej kukuričnej výrobnej oblasti. Poľný polyfaktorový pokus

bol založený metódou delených dielcov, kde jednotlivé úrovne faktorov boli usporiadané

náhodným spôsobom. Do pokusu boli zaradené štyri odrody cukrovej repy (Takt, Terano,

Radek a Federica) a dve úrovne ošetrenia listovými prípravkami. Listové hnojivo

Campofort (zmes makro a mikroživín) bolo aplikované v troch postrekoch počas vegetácie

na základe aktuálneho výživového stavu porastu. Rastový stimulátor Atonik (zmes troch

aromatických nitrozlúčenín) bol aplikovaný na list v dvoch postrekoch. V priebehu

vegetácie bola vykonávaná rastová analýza pre posúdenie fotosyntetickej aktivity porastu.

Na konci vegetácie bola zistená úroda cukrovej repy, digescia, úroda rafinády, výťažnosť

rafinády, úroda polarizačného cukru a obsah melasotvorných látok. Pre posúdenie vplyvu

vybraných faktorov na sledované parametre bolo vykonané štatistické vyhodnotenie (vplyv

faktorov samostatne aj v interakcii). Rentabilita aplikácie prípravkov bola vyhodnotená

koeficientom ekonomickej efektívnosti. Poveternostné podmienky štatisticky preukazne

ovplyvnili všetky sledované parametre cukrovej repy ako aj parametre porastu. Aplikované

prípravky preukazne nezvýšili úrodu buliev, úrodu polarizačného cukru, ani úrodu

rafinády. Atonik aj Campofort preukazne zvýšili digesciu. K preukaznému zvýšeniu

výťažnosti rafinády došlo iba po aplikácií Campofortu (+ 0,27 %). Listové prípravky

preukazne znížili obsah Na+ a zvýšili (nepreukazne) obsah K+ a α-amino N. Najvyššiu

úrodu buliev a úrodu polarizačného cukru dosiahla odroda Takt, najlepšie hodnoty

kvalitatívnych parametrov dosiahla odroda Federica (digescia, výťažnosť rafinády, nižší

obsah melasotvorných látok). Medzi jednotlivými odrodami bol nepreukazný vplyv

aplikovaných prípravkov na sledované parametre. Aplikované prípravky neovplyvnili

zvyšovanie veľkosti listovej plochy, Atonik zvýšil hodnoty NAR v suchom období.

V kritických termodynamických fázach cukrovej repy prevládal vplyv zrážok nad vplyvom

teplôt, čím sa vytvorili predpoklady dobre zapojeného porastu s vyššími úrodami buliev.

Použitie listových prípravkov bolo z hľadiska ekonomiky pestovania cukrovej repy efektívne,

vyššiu ekonomickú efektívnosť dosiahol prípravok Atonik.

Kľúčové slová: cukrová repa, regulátor rastu, listové hnojivo, úroda buliev, digescia

Summary

The aim of the thesis was to review the effect of selected factors (year, variety and

leaf preparations) on monitored parameters of sugar beet production in conditions of warm

and arid maize climatic area. Field polyfactorial trial was set up by split plot design in

which the levels of factors were assigned at random. Four varieties of sugar beet (Takt,

Terano, Radek, Federica) and two levels of leaf treatment were observed. Leaf fertilizer

Campofort (mixture of macro and micronutrients) was applied in three applications

following the actual plant nutrition status during the vegetation. Plant growth stimulator

Atonik (mixture of three nitro-compounds) was applied in two foliar sprays. A plant

growth analysis was observed for reviewing the photosynthetic activity of the canopy

during the vegetation. The sugar beet root yield, digestion, refined sugar yield, refined

sugar, polarized sugar yield and molasses forming substances content were observed.

Statistical evaluation was carried out to review the effect of selected factors on monitored

parameters (effect of individual factors as well as in reciprocal interactions).

The profitability of preparation applications was evaluated by economic effectiveness

coefficient. Weather conditions influenced the monitored parameters of sugar beet and

parameters of canopy significantly. Applied leaf preparations did not increase statistically

root yield, polarized sugar yield, refined sugar yield. Atonik and Campofort increased

digestion significantly. Only application of Campofort increased statistically refined sugar

(+ 0,27 %). Leaf preparations decreased significantly Na+ content and increased

(not significantly) content of K+ and α-amino N. The highest root yield and polarized sugar

yield were achieved by Takt variety, the best values of qualitative parameters achieved

Federica variety (digestion, refined sugar, lower content of molasses forming substances).

There was no statistically significant influence of preparations on monitored parameters

between varieties. Preparations did not influence the increasing of leaf area, NAR was

increased by Atonik in dry season. The influence of rainfall predominated over the

temperature in critical thermo-dynamical phases of sugar beet so the requirement of well-

closed canopy with higher root yield was created. Using of leaf preparations was effecting

from the sugar beet economic growing point of view. Higher economic effectiveness was

achieved by Atonik preparation.

Keywords: sugar beet, growth regulator, leaf fertilizers, root yield, digestion

Obsah

Úvod ........................................................................................................................9

1. Prehľad poznatkov o riešenej problematike .....................................10

1.1 Pestovanie cukrovej repy v EÚ a v podmienkach Slovenska ..........10

1.2 Agroklimatické a agrotechnické faktory pestovania cukrovej

repy ................................................................................................................13

1.2.1 Klimatické podmienky .........................................................................13

1.2.2 Biologický materiál ..............................................................................16

1.2.3 Výživa a hnojenie, mimokoreňová aplikácia živín .............................17

1.2.4 Rastové regulátory, biologicky aktívne látky .......................................23

1.3 Fyziológia produkčného procesu cukrovej repy, jeho kvalita .........30

2. Ciele práce a hypotézy ..............................................................................35

3. Materiál a metódy ...........................................................................................36

3.1 Komplexná charakteristika pokusu ..................................................36

3.1.1 Charakteristika lokality a pokusného miesta .......................................36

3.1.2 Charakteristika použitého biologického materiálu ...............................38

3.1.3 Charakteristika aplikovaných prípravkov ............................................39

3.1.4 Spôsob založenia pokusu, faktory a ich úrovne....................................41

3.1.5 Termín aplikácie prípravkov ................................................................42

3.1.6 Agrotechnika pokusu, pracovné operácie ............................................43

3.2 Experimentálne pozorovania a hodnotenia ..........................................45

3.2.1 Hlavné ukazovatele hodnotenia pokusu ..............................................45

3.2.2 Vedľajšie ukazovatele hodnotenia pokusu ..........................................46

3.2.2.1 Parametre charakterizujúce asimilačný aparát ......................46

3.2.2.2 Parametre charakterizujúce rastový proces ..........................47

3.2.3 Kritické termodynamické fázy cukrovej repy .....................................48

3.3 Výpočet koeficientu ekonomickej efektívnosti ...................................50

3.4 Použité štatistické metódy vyhodnotenia pokusu ...............................50

4. Výsledky a diskusia .......................................................................................51

4.1 Kvantitatívne a kvalitatívne ukazovatele cukrovej repy

ovplyvnené sledovanými faktormi ........................................................51

4.1.1 Pestovateľský ročník ...........................................................................51

4.1.2 Odroda .................................................................................................57

4.1.3 Aplikované prípravky ...........................................................................60

4.1.4 Interakcie .............................................................................................65

4.2 Vplyv sledovaných faktorov na parametre charakterizujúce

produkčný proces cukrovej repy .............................................................71

4.2.1 Organizácia porastu .............................................................................71

4.2.2 Index listovej pokryvnosti (LAI) ..........................................................72

4.2.3 Čistý výkon fotosyntézy (NAR) ...........................................................75

4.3 Vplyv termodynamických podmienok stanovišťa na úrodu buliev cukrovej

repy ..................................................................................................................78

4.4 Zhodnotenie ekonomickej efektívnosti pestovania cukrovej repy

po aplikácií listových prípravkov .....................................................................81

5. Stanovisko k hypotézam .............................................................................83

6. Závery ...................................................................................................................84

7. Návrh využitia poznatkov pre ďalší rozvoj vedy.............................85

8. Zoznam použitej literatúry ..........................................................................87

9. Zoznam publikovaných prác autora súvisiacich s riešenou

problematikou .................................................................................................105

10. Prílohy ..............................................................................................................108

Zoznam použitého označenia

Symbol Vysvetlenie

ABA kyselina abscisová, fytohormón, ktorý reguluje vodný režim rastliny, inhibuje predlžovací rast, stimuluje opad listov

ANOVA analýza rozptylu, vyjadruje celkovú premenlivosť pokusu

ATP adenozíntrifosfát, nukleotid významný pre prenos chemickej energie v rámci bunky

AVS aktuálny výživový stav porastu cukrovej repy

BBCH fenologická stupnica rastu cukrovej repy

EXBA experimentálna báza Fakulty agrobiológie a potravinových zdrojov SPU, Dolná Malanta

FAPZ Fakulta agrobiológie a potravinových zdrojov

IAA kyselina indolyl-3-octová (z anglického Indole Acetic Acid) – základný rastlinný hormón

KRV Katedra rastlinnej výroby

LAI index listovej pokryvnosti

LSD najmenší rozdiel medzi priemermi porovnávaných súborov (Low Significant Difference)

MB faktor kritérium zrelosti cukrovej repy, vyjadruje množstvo vyrobenej melasy v % na 100 kg vyrobeného bieleho cukru

MP SR Ministerstvo pôdohospodárstva Slovenskej Republiky

Nan anorganický dusík

NAR čistý výkon fotosyntézy

oPN ortho-nitrofenolát

p p – hodnota, pravdepodobnosť chyby prvého druhu (ak p ≤ 0,01 rozdiel je vysoko preukazný, ak p = 0,01 – 0,05 rozdiel je preukazný, ak p ≥ 0,05 rozdiel je nepreukazný

pNP para-nitrofenolát

pNPP para-nitrofenylfosfát

5NG 5-nitroguajakolát

SPU Slovenská poľnohospodárska univerzita v Nitre

% n percentuálne vyjadrenie úhrnu zrážok od klimatického normálu, ktorý má v danom mesiaci hodnotu 100 %

∆ t odchýlka od klimatického normálu teplôt

9

Úvod

Cukrová repa je v pôdno-klimatických podmienkach Slovenska už prakticky viac

ako storočie významnou plodinou osevného postupu, čomu nasvedčuje aj vyše 100 – ročná

tradícia cukrovarníctva na Slovensku. Za toto obdobie došlo k výrazným zmenám

v pestovaní tejto plodiny nielen z hľadiska biologických materiálov, ale aj z hľadiska

technológii pestovania, vrátane významných zmien v technike od základného spracovania

pôdy až po zber.

Cieľom pestovania cukrovej repy je dosiahnutie a udržanie sebestačnosti vo výrobe

cukru využitím vlastných zdrojov. Výsledky pestovania cukrovej repy u nás však nie sú

uspokojivé. Nedosahujú sa stabilne vyššie úrody blízke úrovni EÚ. Problémy súvisia

s nedostatkom vlahy v rozhodujúcich obdobiach vegetácie, s nedostatočným hnojením,

často i s nevhodnou agrotechnikou a ochranou. Ak chceme zabezpečiť primeranú

konkurenčnú schopnosť cukru vyrobeného u nás v porovnaní s cukrom vyprodukovaným

v zahraničí, je potrebné zefektívniť pestovanie cukrovej repy a tým znížiť nákladovosť.

To je realizovateľné zlepšovaním kvalitatívnej stránky, od ktorej závisí ekonomika

získavania cukru a tým aj jeho cena.

Keďže sú ukazovatele produkčného procesu ovplyvňované mnohými faktormi,

je zvyšovanie úrody a jej kvality ešte stále problematické.

Dizertačná práca sa sústreďuje na sledovanie niektorých z faktorov, ktoré

produkčný proces ovplyvňujú aj vo vzájomných interakciách, a to predovšetkým

na biologický materiál (odroda), poveternostné podmienky a látky stimulačnej povahy.

Klimatické zmeny vytvárajú nové podmienky pre hľadanie a šľachtenie vhodného

biologického materiálu, ktorý zabezpečí stabilizáciu produkcie. Pri hľadaní potenciálu

v odrode je vysoký dôraz kladený na schopnosť danej odrody vyrovnať sa so stresovými

faktormi, ktoré ohrozujú jej rast, vývoj, úrodu a nakoniec aj kvalitu. Počas vegetácie

je pre cukrovú repu dôležité množstvo a rozdelenie zrážok. Aplikácia látok stimulačnej

povahy pomáha rastlinám cukrovej repy rýchlejšie regenerovať a tak prirodzenejšie

prekonávať stresy vonkajšieho prostredia aj v kombinácií s viaczložkovými mikro-

elementárnymi listovými hnojivami.

Touto prácou by sme chceli prispieť už k veľmi bohatým zdrojom poznatkov

z oblasti pestovania cukrovej repy na Slovenku ale aj vo svete a doplniť ich o poznatky

účinku novej rady listových hnojív a látok stimulačnej povahy.

10

1 Prehľad poznatkov o riešenej problematike

1.1 Pestovanie cukrovej repy v EÚ a v podmienkach Slovenska

Zhruba 70 % svetovej produkcie cukru je vyrábaných z trstiny (predovšetkým

v krajinách strednej a južnej Európy, Ázie a Afriky) a 30 % svetovej výroby cukru pochádza

z cukrovej repy (predovšetkým z výroby v Európe). Ekonomika a podmienky výroby cukru

z trstiny a výroby cukru z cukrovej repy sa značne líšia (Pulkrábek et al., 2000).

Od roku 1968 sa pestovanie cukrovej repy v EÚ riadilo trhovým poriadkom,

ktorý sa za štyridsať rokov výrazne nezmenil. Slovensko nemalo pred vstupom do EÚ

kvótovaný systém na cukor, kontrahovalo sa také množstvo cukrovej repy, ktoré boli

cukrovary schopné spracovať počas kampane. V pred vstupovom období do EÚ

si Slovensko vyrokovalo cukrovú kvótu 207 432 ton cukru a jej percentuálny podiel

na celkovej kvóte EÚ (17,4 mil. ton) bol 1,2 %. Francúzsko sa podieľalo na základnej

kvóte 21,6 % a Nemecko 19,6 %. Pre hospodársky rok 2008/2009 bola v EÚ celková výška

kvótovaného cukru 13,468 mil. ton. Podiel Slovenska z tejto kvóty sa znížil na 0,8 %.

Naopak, Francúzsko aj Nemecko si svoje podiely zvýšili na 25,5 a 21,5 %.

Momentálne drží 75 % kvóty na cukor EÚ 6 najväčších spoločností (obr.1).

S produkčnou kvótou 3,2 mil. tón cukru (t.j 24 %) je na prvom mieste skupina Südzucker.

Spoločnosť Nordzucker zvýšila svoj podiel produkčnej kvóty na 15 % (získaním firmy

Danisco) a je teda druhým najväčším výrobcom cukru v EÚ (Číž, 2009).

Obrázok 1 Podiel najväčších cukrovarníckych spoločností na kvóte EÚ (Zdroj: Zuckerrübenzeitung in Číž, 2009)

Prehľad poznatkov o riešenej problematike

11

Pri vstupe Slovenska do EÚ v roku 2004 bola cukrová repa jedinou plodinou

s rovnakými cenovými podmienkami pre všetky členské štáty. V roku 2006 prijala EÚ tzv.

cukrovú reformu, pričom sa rapídne znižuje cena cukru a cukrovej repy (Šmehýlová, 2008).

Ceny cukrovej repy sa od doby prijatia reformy znížili takmer o 40 %. Minimálna

cena cukrovej repy v štandardnej kvalite klesla zo 43,63 €/t na súčasných 26,3 €/t.

Ide o enormný pokles, na ktorý EÚ musela reagovať prijatím určitých kompenzácií,

pretože mohol nastať stav, že cukrovary by pre nedostatok suroviny nemali

čo spracovávať. Cena 26,3 €/t zostáva do konca existencie trhového poriadku, teda

do 30. septembra 2015.

Do roku 2005 sa na Slovensku pohybovali pestovateľské plochy nad hranicou

30 000 ha. Po vstupe do EÚ sa pestovanie cukrovej repy zintenzívnilo, priemerná úroda

bieleho cukru sa zvýšila takmer na priemer štátov EÚ, pričom plocha potrebná

na produkciu kvóty sa znížila.

Uzatvorením cukrovaru v Dunajskej Strede v roku 2007 sa znížili plochy

na 18 949 ha. Na naplnenie národnej kvóty 112 319,5 t cukru potrebuje SR pozbierať úrodu

zo 16 000 ha pri úrode 7 t bieleho cukru z hektára. Očakáva sa, že aj v roku 2010 bude

osevná plocha na úrovni toho minulého. V roku 2009 bolo osiatych 15 886 ha. Strop

osobitnej platby na cukor (prijatie určitých kompenzácií) sa od roku 2006 postupne

zvyšoval a to v závislosti od poklesu cien cukrovej repy. V prípade uplatnenia návrhu

MP SR by z celkového stropu (finančnej obálky) vyčleneného pre SR bolo vyplatených

v roku 2010 cca 9,4 milióna eur.

Neistá budúcnosť pestovania cukrovej repy mnohých odradila. Kým v roku 2007

pestovalo cukrovú repu na Slovensku 221 poľnohospodárskych subjektov, v súčasnosti

je ich len 151. Podľa slov komisárky M. Fischer-Boelovej sa na trhu udržia len pestovatelia

dlhodobo dosahujúci 50–tonové úrody cukrovej repy pri 16 % cukornatosti (Letrich, 2005).

Ako uvádza Rehora (2000), tomu, že treba sústrediť pozornosť pestovateľov

i spracovateľov na zlepšovanie súčasného stavu nasvedčujú jednak údaje o našom

vnútornom vývoji repárstva, ale hlavne údaje o porovnaní so susednými štátmi EÚ.

V tabuľke 1 sú porovnané pestovateľské plochy, dosiahnuté úrody, ako aj celková

produkcia cukrovej repy v krajinách EÚ v pestovateľských rokoch 2005 – 2007 (Faostat,

2005, 2006, 2007).


12

Tabuľka 1 Prehľad pestovateľských plôch a dosiahnutých úrod v krajinách EU (Faostat 2005, 2006, 2007)

Pestovateľská plocha (tis.ha-1)

Úroda (t.ha-1)

Celková produkcia (mil.t-1)

Európska Únia/Rok

2005 2006 2007 2005 2006 2007 2005 2006 2007

Belgicko 85,52 82,91 82,70 69,95 68,34 69,29 5,98 5,66 5,73 Bulharsko 1,29 1,35 1,28 19,11 19,75 12,67 0,02 0,02 0,01 Česko 65,57 60,95 54,27 53,31 51,48 53,24 3,49 3,13 2,88 Dánsko 47,00 41,40 39,40 58,77 55,89 57,24 2,76 2,31 2,25 Estónsko 0 0 0 0 0 0 0 0 0 Fínsko 31,20 23,80 16,00 37,86 40,00 42,06 1,18 0,95 0,67 Francúzsko 378,48 379,08 393,50 82,29 78,81 84,40 31,14 29,87 33,21 Grécko 40,82 32,67 15,80 63,63 58,66 53,92 2,59 1,91 0,85 Holandsko 91,30 82,78 82,10 64,96 65,40 67,13 5,93 5,41 5,51 Írsko 31,00 1,70 0 45,00 0 0 1,39 0 0 Litva 20,96 12,70 16,90 38,09 38,76 47,33 0,79 0,71 0,79 Lotyšsko 13,50 18,50 0,30 38,51 37,31 36,00 0,51 0,47 0,01 Maďarsko 61,64 46,82 41,20 57,03 52,40 41,08 3,51 2,45 1,69 Nemecko 420,10 357,60 402,69 60,18 57,73 62,42 25,28 20,64 25,13 Poľsko 286,17 262,04 247,43 41,62 43,78 51,25 11,91 11,47 12,68 Portugalsko 8,62 4,03 4,30 70,14 79,06 74,41 0,60 0,31 0,32 Rakúsko 44,69 39,40 42,27 69,00 63,27 62,83 3,08 2,49 2,65 Rumunsko 25,02 39,14 28,44 29,15 29,43 26,32 0,72 1,15 0,74 Slovensko 33,21 27,71 18,85 52,16 49,45 44,89 1,73 1,37 0,84 Slovinsko 5,05 6,70 7,00 51,43 39,10 37,14 0,26 0,26 0,26 Španielsko 102,10 85,51 73,90 71,40 68,13 71,92 7,29 5,82 5,31 Švédsko 49,18 44,18 40,78 48,41 49,54 51,48 2,38 2,18 2,10 Taliansko 253,04 91,23 85,60 55,94 52,28 54,08 14,15 4,76 4,62 UK 148,00 131,00 122,00 58,69 54,58 53,27 8,68 7,15 6,50

Krajiny EÚ dosahujú oproti Slovensku vyššie hektárové úrody buliev a vyššiu

cukornatosť až o 2 – 3 ºS. Horšie výsledky dosahujú naši pestovatelia aj v obsahu

melasotvorných zložiek (K+, Na+, α – amino N) v buľve, čo tiež ovplyvňuje celkovú

produkciu buliev cukru (Pačuta, Kratochvíl, 2000).


13

1.2 Agroklimatické a agrotechnické faktory pestovania cukrovej repy

1.2.1 Klimatické podmienky

Vlastnosť porastu závisí od interakcie medzi rastlinou, pôdou a počasím. Faktory

rastlina a pôda môžu byť do značnej miery modifikované ľudským hospodárením

(šľachtenie, výber odrody, ochrana proti chorobám a burinám, organické a minerálne

hnojenie a i.). Existuje však iba ohraničená možnosť kontroly alebo zmeny vplyvov

klimatických faktorov (Chmielewski et al., 1999; Bajči, 1994). Vzhľadom na dĺžku

vegetačnej doby od jari do neskorej jesene môžu klimatické faktory ovplyvniť rast

cukrovej repy, prípadne môžu spôsobiť akútne poškodenie rastlín.

Doteraz bolo realizovaných mnoho pokusov po celom svete, aby sa zistil vplyv

teplotných zmien, solárnej radiácie a prístupu vody na rast a vývin cukrovej repy (Petr

et al., 1987; Abdollahan-Noghabi, Froud-Williams, 1998; Pulkrábek et al., 1998;

Chmielewski, Köhn, 1999; Jones et al., 2003; Wyszyński, 2003; Ober et al., 2004; Choluj

et al., 2004; Pačuta, Fecková, 2005; Bloch, Hoffmann, 2005; Žbontar Zver, Glavič, 2005;

Kenter et al., 2006; Kenter, Hoffmann, 2006; Bloch, Hoffmann, Märländer, 2006a; Bloch,

Hoffmann, Märländer, 2006b; Pidgeon et al., 2001, 2004, 2006; Černý et al., 2008;

Yadollahi, Shojaei Asadiyeh, 2009 a i.).

Teplo, svetlo a CO2 sú spolu s vodou a živinami hlavnými rastovými faktormi. Rast

a produktivita plodín sú limitované predovšetkým suchom (Pačuta et al., 2004; Hejnák

et al., 2004; Pulkrábek et al., 2004; Herlihy, 1992; Choluj et al., 2004), extrémnymi

teplotami a nedostatkom živín v pôde (Scott, Jaggard, 1993).

Trend klimatických zmien za posledných sto rokov signalizuje stály pokles sumy

ročných atmosférických vodných zrážok a pokles priemerov relatívnej vlhkosti vzduchu.

Súčasne sa zvyšujú priemerné ročné teploty vzduchu a narastajú evapotranspiračné požiadavky

na vodu. Periódy sucha medzi atmosférickými zrážkami sa predlžujú, takže rastliny trpia

nedostatkom vody, čo obmedzuje ich rast a produktivitu (Masarovičová et al., 2002).

Hoci teplotný faktor má značný význam počas celého roka, pre produkčný proces

cukrovej repy je dôležitejšie rozdelenie zrážok než ich množstvo (Bajči et al., 1997;

Švachula, 1999a; Hřivna et al., 2004; Pačuta et al., 2005). Vyšší úhrn zrážok na konci

vegetácie (na prelome mesiacov august – september) je však už nežiaduci, nakoľko znižuje

cukornatosť, podporuje retrovegetáciu cukrovej repy a príjem ďalšieho dusíka z pôdy

a tým zhoršuje jej technologickú kvalitu. Optimálne rozloženie zrážok pre cukrovú repu

počas vegetácie je uvedené na obrázku 2 (Hřivna, 2004; Chochola, 2004).


14

Pri nedostatočnej závlahe je ale úroda cukrovej repy určovaná predovšetkým množstvom

tepla a zrážok počas júla a augusta (Kenter, Hoffmann, 2006).

Pokiaľ sucho pokračuje a je spojené s vysokou intenzitou slnečného žiarenia,

dochádza v porastoch cukrovej repy k tzv. postupnému parciálnemu presychaniu listov

vo forme nekróz. Toto poškodenie je zvlášť závažné, nakoľko obmedzuje listovú

asimilačnú plochu a v prípade následných zrážok môže dôjsť k rýchlej retrovegetácií.

Wittenmayer a Schilling (1998) uvádzajú, že rastliny cukrovej repy reagujú na stres

zo sucha zvyšovaním pomeru sušiny buľvy vo vzťahu k sušine celej rastliny. To by mohlo

byť vysvetlené rôznou rýchlosťou osmotického vyrovnávania v bunkách buľvy a listov

(Hsiao, 2000). Je dokázané, že suchom stimulovaná ABA má dôležitú úlohu, ako

sprostredkovateľ mnohých reakcií, prispôsobiť rastliny nepriaznivému dopadu sucha

(Davies et al., 1990, 1994; Kostrej et al., 1998). Zároveň bolo zistené, že ABA udržuje rast

koreňa, zatiaľ čo inhibuje rast listov v podmienkach nízkeho vodného potenciálu

(Creelman et al., 1990).

Pri strese zo sucha sa nezvyšuje len obsah cukru, ale taktiež betaínu

a α-aminodusíka, čo však negatívne pôsobí na zhoršenie výťažnosti. Pri silnom vodnom

deficite dochádza až k degradácií cukru, čiže vzniká invertný cukor (Bittner, 2006). Sucho

má teda negatívny vplyv na kvalitu cukrovej repy pre spracovanie v cukrovare (Kenter,

Hoffmann, 2002).

Vo Vnútrozemí vyžaduje požadovaná produkcia cukrovej repy doplnkovú závlahu.

Stres spôsobený suchom sa stáva hlavným tlakom pri pestovaní cukrovej repy v Severnej

Európe, pretože spôsobuje veľké redukcie v produktivite (Pidgeon et al., 2004). Winner

(1990) a Ober (2001) považujú dostupnosť vody za kľúčový faktor a to predovšetkým

vtedy, keď rastliny rastú v podmienkach extrémne nízkeho obsahu pôdnej vody dlhšie

Obrázok 2 Optimálne rozloženie zrážok pre cukrovú repu v priebehu vegetácie (Chochola, 2004)


15

obdobie, pričom nie sú schopné regenerácie počas noci. Richter et al. (2001) uvádza,

že stres zo sucha je aj hlavnou príčinou úrodových strát cukrovej repy v UK. Spôsobuje

priemerné ročné redukcie úrod 10 % (Jaggard et al., 1998) a vo veľmi suchých rokoch

až 50 %, čo predstavuje 4 t.ha-1 cukru. Zvýšenie tolerancie trhových odrôd repy voči suchu

je sľubný krok, ale šľachtenie cukrovej repy je zdĺhavé a nákladné.

Clover et al. (1999) sledoval vplyv sucha na rast cukrovej repy v poľných

a skleníkových podmienkach. V dôsledku 20 až 29 % redukcie v úrodách nadzemnej

fytomasy a buliev cukrovej repy malo sucho za následok redukciu celkovej hmotnosti

rastliny o 26 %. Výťažnosť cukornatosti bola redukovaná zvýšením obsahu α-amino N.

Podobne aj v poľných pokusoch bol pozastavený celkový rast, pričom porasty zachytili

o 12 % menej svetla, čo v kombinácií so znížením sušiny o 16 % viedlo k zníženiu

rýchlosti rastu. Tento jav bol dôsledkom obranného mechanizmu rastliny, pričom došlo

k prechodnému uzatvoreniu prieduchov skôr, ako by sucho vyvolalo poškodenie

fotosyntetického mechanizmu.

Scott, Jaggard (1993), Freckleton et al. (1999) vyzdvihujú, že výsledné úrody

cukrovej repy sú ovplyvnené aj množstvom svetla zachyteného rastlinou na začiatku leta.

Zdôvodnením je, že množstvo zachyteného svetla je určené dňom vzchádzania rastlín

a veľkosťou listového aparátu.

Vplyv zmien poveternostných podmienok na úrodu závisí aj od množstva

aplikovaných živín. To znamená, že existuje interakcia medzi intenzitou počasia

a množstvom živín, pričom ovplyvnenie tejto skutočnosti nie je vopred možné.

Pri nedostatočnej aplikácii živín bude rastlina menej schopná vyrovnať fyziologické

poškodenie spôsobené suchom, čo vedie k tomu, že zvyšovanie množstva aplikovaných

živín k rastline zvyšuje interval, pri ktorom výška úrody závisí od poveternostných

podmienok (Scott, Jaggard, 1993; Milford et al., 1985).

Na zmiernenie negatívneho dopadu týchto nežiaducich klimatických zmien

na produkciu cukrovej repy je vhodné využívať podporné látky ako biostimulátory rastu,

prípadne kvapalné hnojivá obsahujúce mikroživiny s antitranspiračným účinkom, ktoré

pomáhajú rýchlejšie prekonať stres (Bajči et al., 1997).

Úrodový potenciál cukrovej repy závisí teda do značnej miery aj od stanovišťa,

ktorého vplyv sa prisudzuje hlavne k jeho pomerne stálym vlastnostiam pôdy a klímy a ich

interakcií (Märländer, 1991). Poveternostné podmienky sa podieľajú na tvorbe úrody

cukrovej repy podľa rôznych autorov až 30 % (Rybáček, 1985; Petr et al., 1987; Pulkrábek

et al., 2008).


16

1.2.2 Biologický materiál

Odrody cukrovej repy sú charakterizované rozdielmi v úrode buliev, koncentrácií

cukru a kvalite, ktorá je určená výťažnosťou bieleho cukru. Vzhľadom na negatívnu

koreláciu medzi úrodou buliev a cukornatosťou sú odrody cukrovej repy kategorizované

do jednotlivých typov, t.j. s dôrazom na obsah cukru, úrodu buliev alebo na kombináciu

oboch vlastností (Enderlein, 1964).

Správny výber odrôd pre pestovanie, dôsledné dodržanie ich požiadaviek na pôdu,

klimatické podmienky a uplatnenie odrodovej agrotechniky je aj naďalej najvýznamnejším

a pritom najlacnejším faktorom pri zvyšovaní a skvalitňovaní produkcie. Podiel odrody

na produkcii rafinády sa najčastejšie uvádza v rozsahu 10 – 30 %.

Odroda zahrňuje v sebe množstvo vlastností a znakov, ktoré boli do nej vložené

v šľachtiteľskom procese. Z hospodárskych vlastností zaberá prvé miesto schopnosť tvoriť

biomasu a tým poskytovať dobrú úrodu (Bajči et al., 1997).

Podľa záznamov Belorita (2004), na celej pestovateľskej výmere sa vysieva osivo

väčšinou od šiestich zahraničných šľachtiteľsko-osivárskych spoločností (Advanta,

Danisco Seed, Florimond Desprez, KWS, Strube-Dieckmann a Syngenta Seeds). V nami

sledovanom období si môžu na Slovensku poľnohospodári vybrať z 38 registrovaných

odrôd cukrovej repy. Postupne sa prešlo na pestovanie registrovaných odrôd tolerantných

na rizomániu, cerkospóru a onedlho aj na rizoctóniu.

V roku 1990 bol na území Slovenska zaznamenaný výskyt rizománie (Bojňanský

et al., 1992, 1999). Najvhodnejší efektívny spôsob minimalizovania strát na úrodách cukru

spôsobených rizomániou je pestovanie špeciálnych, na rizomániu tolerantných odrôd

cukrovej repy. Tieto odrody sú schopné vyprodukovať dobré úrody buliev s vysokou

technologickou kvalitou aj na pôdach s výskytom rizománie (Pačuta et al., 2005;

Lomjanský et al., 2001). V opačnom prípade dokáže vírus (BNYVV) zredukovať

hmotnosť rastliny o 20 % hlavne prostredníctvom 25 % redukcie v raste buliev (Clover

et al., 1999).

Šľachtenie je významným intenzifikačným faktorom rastlinnej výroby, čo dokazuje

vývoj pri cukrovej repe, ktorý je z pohľadu histórie veľmi krátky, evolučne však

zaznamenal značný posun. V prvej fáze zaistil šľachtiteľský proces úspešné začlenenie

plodiny do pestovania nárastom úrod a technologickej kvality, následne dal vyšľachtením

jednoklíčnolistových odrôd podnet k racionalizácii pestovania cukrovej repy. Uvádza sa,

že trend úrody cukru sa pri cukrovej repe dlhodobo zvyšuje o 1,5 % ročne (Jirsák, Puršl,

2003).


17

Významný šľachtiteľský pokrok sa ukazuje aj pri aplikácii vyšších dávok dusíka,

keď pri novo vyšľachtených odrodách nedochádza k výraznému zhoršeniu kvalitatívnych

ukazovateľov (Urban et al., 2004a).

Jedným z cieľov šľachtenia je schopnosť odrôd tolerovať výkyvy zrážok a teplôt

(Shaw et al., 2002). Pre cukrovú repu je sucho najdôležitejším limitujúcim faktorom.

Podľa Ober et al. (2004), ekonomicky a environmentálne vhodným riešením sú

nové odrody so zníženou citlivosťou na vodný deficit. Aby takéto odrody mohli byť

vyšľachtené, šľachtitelia musia byť schopní identifikovať genetické zdroje so zvýšenou

toleranciou na sucho. Odrody so zvýšenou toleranciou na sucho by zlepšili produktivitu,

no šľachtenie je časovo náročné a cenovo nákladné (Pidgeon et al., 2006).

Zaujímavým zistením je skutočnosť, že súčasný biologický materiál pestovaných

odrôd je vo fyziologických reakciách významne heterogénny. Na jednej strane táto

heterogenita umožňuje vysokú mieru plasticity fyziologických procesov, ktorá sa prejavuje

vo vysokej schopnosti autoregulačných a kompenzačných reakcií, na strane druhej však

znemožňuje presné programovanie úrod plodín vo vzťahu ku konkrétnemu prostrediu

a individuálnym agrotechnickým zásahom. Odrodová špecifita rastového a produkčného

procesu plodín tak komplikuje jednotlivé pestovateľské opatrenia vedúce k minimalizácií

dopadu stresových situácií na fyziológiu rastliny a to najmä v meniacich sa podmienkach

prostredia (Kovár, Černý, 2008; Valladares et al., 2007).

1.2.3 Výživa a hnojenie, mimokoreňová aplikácia živín

Predpokladom dosiahnutia vysokej úrody a dobrej kvality buliev cukrovej repy

je vyvážená a tomu zodpovedajúca ponuka živín. Ak je ponuka nízka, vznikajú straty

na úrode, prípadne sa znižuje aj kvalita cukrovej repy, ak je vysoká, dochádza najmä

k zníženiu jej kvality.

Keďže rozhodujúcimi úrodotvornými prvkami sú počet jedincov na hektár

a hmotnosť buliev vrátane ich cukornatosti, optimalizovaním výživy cukrovej repy

pôsobíme najmä na hmotnosť buliev, obsah sacharózy v buľvách a na pomer hmotnosti

buliev k listom.

Cukrová repa patrí medzi plodiny s vysokými nárokmi na agrotechniku a výživu

(Ložek et al., 1997). Základná výživa cukrovej repy spočíva v hnojení organickými

a priemyselnými hnojivami (Ložek et al., 1997; Kováčová, 1999).

Správne dávky hnojív závisia od zásoby živín v pôde, preto je dôležité určovanie

dávok hnojív na základe rozborov pôdy. Často sa pôdne rozbory dopĺňajú anorganickými


18

rozbormi rastlín pre korekciu výživového stavu počas vegetácie (Baier, Baierová,

Smetánková, 1988).

Cukrová repa je veľmi náročná na živiny. Na začiatku vegetácie rastie pomaly (asi

14 dní vzchádza), počas ďalších troch týždňov vytvorí prvý pár listov a približne o mesiac

zakrývajú listy celý povrch pôdy. S tým samozrejme súvisí aj odber živín počas vegetácie,

ktorý je znázornený na obrázku 3 (Hřivna et al., 2004).

Nezastupiteľnú úlohu vo výžive cukrovej repy má dusík, ktorého podstatnú časť

repa prijíma z pôdnej zásoby a z organických hnojív. Dusík prijatý z týchto zdrojov spolu

s ďalšími živinami priaznivo ovplyvňuje kvalitu, ale nezaisťuje najvyššiu úrodu. Naopak,

dusík z priemyselných hnojív pôsobí pozitívne na úrodu buliev, avšak často negatívne

ovplyvňuje kvalitu.

Pri určovaní optimálnej dávky dusíka pre cukrovú repu ide o kompromis medzi

úrodou buliev a ich kvalitou. Základom pri optimalizácii dávok je zásoba nitrátového

dusíka v pôde (Neeteson, 1995; Black, 1993; Carter et al., 1974; Giles et al., 1975)

a anorganické rozbory rastlín v rastovej fáze piateho listu rastliny (Jozefyova et al., 2004;

Binford et al., 1992).

Obsah dusíka v pôde a úroda cukrovej repy sú vo vzájomnej korelácii (Giles et al.,

1975). Podľa Dropulić et al. (1995), nitrátová forma dusíka má najväčší vplyv na obsah

cukru, ovplyvňuje kvalitu cukrovej repy (polarizáciu). Vývoj cukornatosti súvisí

s obsahom Nan v pôde koncom júla, keď pri nižších hodnotách Nan v pôde sa viac

podporuje syntéza cukrov (Bizík, Malá, 2004). K podobnému poznatku dospeli Bajči,

Tománková (1996), ktorí dodávajú, že dusíkom hnojíme spravidla jednorázovo, ale ak je

potreba hnojenia vyššia, druhá dávka by mala byť aplikovaná do konca mája. Neskôr už

nadbytok dusíka zhoršuje kvalitu cukrovej repy.

Obrázok 3 Priebeh príjmu živín cukrovou repou (Hřivna et al., 2004)


19

Nadbytočné hnojenie N, ktoré vyvoláva v rastlinách bujný rast listov (vysoký LAI)

môže pri následnom nedostatku vlahy zvyšovať vodný stres rastlín (Bittner, 2006).

Svoje opodstatnenie má hnojenie fosforom, lebo v súčinnosti s dusíkom sa podieľa

na zvýšení úrod buliev. Strnad (1995) zistil, že pri znížení obsahu fosforu pod 30 mg.kg-1

dochádza bez hnojenia P k poklesu úrod o 4 až 11% a výrazne sa znižuje aj cukornatosť.

Fosfor je cukrovou repou prijímaný pomerne rovnomerne počas celej vegetácie.

Zvlášť dôležité je zabezpečenie dostatočného príjmu fosforu počas suchého letného

obdobia, keď je príjem fosforu značne znížený. Ak sa zníži obsah vody v pôde pod 12 %

(na Slovensku pomerne často), potom sa príjem fosforu koreňovým systémom prakticky

nerealizuje a je nutná doplnková foliárna výživa, vrátane súčasného aplikovania

prirodzených stimulátorov rastu (Fecenko, Ložek, 2000).

Cukrová repa je považovaná za draslomilnú rastlinu. Potrebu draslíka cukrovej

repy treba určiť čo najpresnejšie, lebo draslík vystupuje nielen ako regulátor úrody, ale sa

tiež významne podieľa na tvorbe melasotvorných látok spolu so sodíkom a škodlivým

dusíkom (Švachula et al., 1996; Brůhová et al., 1995).

V cukrovej repe hrá draslík dôležitú úlohu pri tolerancii na stres zo sucha.

Je najviac zastúpený katión v cytoplazme. Draslík a jeho sprievodné anióny najviac

prispievajú k osmotickému potenciálu buniek a pletív. Aj z týchto dôvodov má draslík

veľký vplyv na efektívnosť využitia vody rastlinami (Abd-El-Motagally, 2004).

Otázkou je, či môže sodík nahradiť draslík vo fyziologických procesoch v rastline.

Nemožno popierať, že účinky draslíka a sodíka sú úzko späté (Mengel, Kirkby, 2001).

To vyplýva z ich spolupráce vo vzťahu k symptómom pri ich nedostatku. V niektorých

rastlinách má sodík schopnosť brániť, resp. redukovať deficit draslíka. Na druhej strane

je v prípade zvyšovania úrody cukrovej repy NaCl účinnejšia ako KCl. Draslík a sodík

majú synergický, resp. antagonistický efekt v závislosti od množstva týchto živín v pôde

(Marschner, 1995).

V cukrovej repe môže sodík nahradiť draslík do značnej miery, pričom Marshner

et al. (1981) sledovali stimulačný rastový efekt. Harvey a Dutton (1993) uvádzajú,

že vysoká koncentrácia draslíka v cukrovej repe limituje podiel sacharózy, ktorá môže byť

extrahovaná z buliev počas spracovania. Z toho dôvodu má draslík väčší vplyv ako sodík,

α-amino N a ďalšie necukornaté „nečistoty“ v buľve.

Kráľovič (1994) zistil zvyšovanie cukornatosti v cukrovej repe pri pestovaní

na pôde s obsahom draslíka 121 – 150 mg.kg-1. Štatisticky preukázal, že kritický obsah

K v pôde je z hľadiska kvality cukrovej repy 90 – 110 mg.kg-1, pričom tu zohráva


20

mimoriadnu funkciu vlhkosť pôdy. Aj Antunović et al. (2002) dospel k zisteniu,

že zvýšenie koncentrácie pôdneho draslíka má za následok zvýšenie draslíka v buľvách

repy. Ten je prijímaný vo väčšej miere vo vlhšom a chladnejšom období.

Baierová (2002) pri použití listovej výživy v pokusoch s hnojivom Campofort

Garant K zistila zvýšenie cukornatosti o viac ako o 1 %. Naopak dlhodobé vynechanie

draselného hnojenia pôsobilo na úrody buliev cukrovej repy negatívne.

Z pohľadu celkovej analýzy výživy a hnojenia cukrovej repy je potrebné spomenúť

aj výživu mikroelementami, ktorých funkcia spočíva v zabezpečovaní optimálneho

priebehu všetkých biochemických a fyziologických procesov v cukrovej repe. Cukrová

repa citlivo reaguje na nedostatok bóru a mangánu. Ich deficit sa výraznejšie prejavuje

v suchšom období, predovšetkým na pôdach vápenatých (Bajči et al., 1997). Cukrová repa

prijíma bór vo forme nedisociovanej kyseliny boritej. Bór je schopný vytvoriť estery

kyseliny boritej a s OH skupinami cukru vytvára polyhydroxylové zlúčeniny, ktoré

stabilizujú bunkové steny (Beneš, 1994).

V rastlinách je bór dôležitý pre výstavbu a stabilitu bunkovej steny a pre rast

a činnosť meristematických pletív, podporuje energetické zásobovanie koreňov.

V cukrovej repe je potrebný pre dostatočný floémový transport sacharózy. Pri obmedzenej

zásobe B je znížená tvorba cytokinínov, ktoré majú v rastline význam pri delení buniek,

diferenciácií pletív a obmedzujú odbúravanie chlorofylu. Bór významne ovplyvňuje

procesy tvorby, transportu a ukladania energetických látok (predovšetkým sacharózy)

(Procházka et al., 1988; Fecenko, Ložek, 2000).

Bór má teda význam pri transporte cukrov (vzniknutých počas fotosyntézy) z listov

do koreňa, ako aj zabraňuje vzniku srdiečkovej choroby cukrovej repy (Korcsog, 2002).

Základnými mikroživinami pre cukrovú repu sú aj zinok, meď a molybdén, pri úhrade

ktorých vychádzame z pôdnych zásob a aj ich obsahu v rastlinách (Bajči et al., 1997).

Tieto živiny sú dôležitými zložkami enzymatických systémov a slúžia ako katalyzátory

biologických reakcií (Alam, Raza, 2001).

Mikroelementy sú súčasťou mnohých dôležitých enzýmov a vitamínov, pričom

plnia aj úlohu ich aktivátorov. Dokázalo sa, že stopové rastlinné živiny zastávajú

nezastupiteľné funkcie v oxidačno-redukčných procesoch rastlín. Napríklad aktivitu

dýchania rastlín priamo ovplyvňuje zásobenosť rastlín mangánom, zinkom, meďou

a molybdénom. Mnohé z mikroelementov priaznivo ovplyvňujú priebeh fotosyntézy

a aktívne ovplyvňujú tvorbu chlorofylu v ich zelených častiach. Majú tiež stimulačný

účinok na rast rastlín (Teren, 2000).


21

Listové hnojivá sa stali bežnou súčasťou výživárskych opatrení v rastlinnej výrobe

(Kováčová, 2004). Používajú sa vo výžive rastlín na doplnkové alebo polyfaktické

hnojenie. Nemožno ich ale považovať za náhradu základného hnojenia do pôdy, pretože

cez list môže rastlina prijímať len malé množstvo živín (Fecenko, Ložek, 2000).

Mimokoreňová výživa je významným prostriedkom pre úpravu výživového stavu

rastlín počas vegetácie. Svoj význam má predovšetkým pri aplikácií mikroživín. Naopak,

pri makroelementoch predstavuje iba dočasné riešenie a takúto aplikáciu možno chápať iba

ako prostriedok na preklenutie určitého, pre rastliny z pohľadu príjmu živín koreňom

nepriaznivého obdobia (Richter, 2004).

Marschner (1995) upozorňuje, že efektívnosť zásahu je závislá od rýchlosti

absorbcie a od mobility použitej živiny, ale aj od vhodnej formy hnojiva (Richter et al.,

1994). Účinok mimokoreňovej aplikácie hnojív je závislý od vlastností aplikovanej látky,

prídavných látok, použitej koncentrácie, značný vplyv má i momentálny stav rastliny,

no predovšetkým je jej účinok závislý od vonkajších podmienok ako sú teplota, vlhko,

svetlo, denná doba, cirkulácia vzduchu a pod. Za suchého počasia postrek rýchlo zasychá,

naopak zrážkami môže byť aplikovaná látka zmytá (Vaněk, et al., 2002).

Prienik iónov živných solí povrchom listov závisí od štruktúry a vlastností voskovej

vrstvy. Priepustnosť sa zhoršuje s hrúbkou vrstvy a je závislá od úrovne napučania krycích

pletív. Úroveň hydratácie kutikuly hrá významnú úlohu pri prepúšťaní

pre aplikované živiny. Po namočení kutikuly roztokom hnojiva sa nabobtnaním kutikuly

rozširujú medzery medzi doskami kutikuly, takže živiny sa dostanú čiastočne priamo,

čiastočne spolupôsobením ektodermy kutikulou k bunkovým stenám. Nimi prenikajú

priamo, alebo sú prijímané bunkami osmoticky, resp. sa rozptyľujú priľahlými bunkovými

stenami a plazmodermami do okolitých buniek.

Balík et al. (2006b) vo svojom príspevku rozdeľuje príjem živín do niekoľkých

navzájom súvisiacich fáz:

zachytenie listového roztoku na povrchu listu,

preniknutie vonkajšou epidermálnou bunkovou stenou do apoplastu listu,

príjem živín bunkami listových pletív. Príjem látok a živín cez plasmalemu

sa uskutočňuje 2 spôsobmi: 1. aktívny proces – spotrebováva sa energia na činnosť

prenášačov, 2. pasívny proces – v smere elektrochemického gradientu bez nároku na energiu,

translokácia živín v liste do ďalších orgánov rastliny. Významným faktorom

ovplyvňujúcim využitie živín je ich pohyblivosť vo floéme. Mobilné živiny


22

vo floéme (N, Pk, K, Mg, S) sú transportované v rámci listu a ich vysoký podiel môže byť

ďalej translokovaný do zásobných orgánov rastliny. Naopak menej mobilné prvky (Ca,

Mn) sú distribuované predovšetkým na miesta prieniku k vrcholom listov.

Aplikáciou listových hnojív tak môže byť podporená syntéza životne dôležitých

substancií potrebných v procese rastu, čo môže prispieť k rýchlejšiemu prekonávaniu

stresu spôsobených vonkajšími podmienkami (Urban et al., 2004).

Živiny dodávané rastlinám cez list sa zabudovávajú efektívnejšie, takže efekt

hnojenia je možné vyvolať s oveľa menším množstvom dodávaných živín. Ich použitím

nedochádza k vyplavovaniu živín do spodných vrstiev pôdy, sú ekologicky šetrné

(Zahradníček et al., 1999). Možno nimi progresívnejšie optimalizovať výživu rastlín.

Ich aplikáciou, najviac s obsahom stopových prvkov, možno dosiahnuť efektívnejšie

zhodnotenie makroživín, vyššiu kvalitu produktov, zníženie obsahu nitrátov, zvýšenú

biosyntézu dusíkatých látok a pod. (Varga, Filová, 2005).

Ako uvádzajú Jasiewicz a Antonkiewicz (2006), pri cukrovej repe môže byť listové

hnojivo aplikované od vytvorenia 6. listu až do uzatvorenia porastu, čo približne spadá

do mesiaca júl. Listová aplikácia by nemala byť použitá v auguste, nakoľko aplikácia

dusíka v tomto období môže negatívne ovplyvniť technologickú kvalitu buľvy. Listová

výživa môže byť aplikovaná pri cukrovej repe v intervale 7 až 10 dní, pričom ich účinok

môže byť zintenzívnený kombináciou prípravkov na ochranu rastlín ako aj regulátorov

rastu (Wiśniowska, 2006).

Vhodným riešením ako podporiť intenzívny vývoj porastu sú aj listové hnojivá

radu Campofort, ktoré majú pred ostatnými prípravkami mnoho výhod (Pilář, 2004).

Dokážu ovplyvniť a naštartovať nielen fyziologické procesy v rastline, ale taktiež

rýchle dodať najvýznamnejšie živiny cez list, bez ktorých by bol fyziologický účinok

nevýrazný. Campofort Fortestim pôsobí v dvoch rovinách. Predovšetkým ide

o ovplyvnenie už spomínaných fyziologických procesov v rastline a vytvorenie silnej

a dlhotrvajúcej protistresovej odolnosti rastlín. Pre rastlinu to znamená lepšie využitie

vegetačných podmienok (vlahy, teploty, svetla) a vyššiu produktivitu tvorby nových pletív,

čo má priamy vzťah k tvorbe úrody. Druhou úlohou je aktuálny a rýchly prísun potrebných

živín (N, Mg, S, B, Zn).

Zahradníček et al. (2004b) zistil pozitívny účinok listového hnojiva Campofort

vo vyššej cukornatosti cukrovej repy (o 0,5 – 0,8 %) a nižšom obsahu škodlivých necukrov,

lepšej skladovateľnosti a vo výrazne vyššej úrode buliev (minimálne o 10 % v porovnaní

s kontrolou).


23

Správne hnojenie a výživa spolu s inými faktormi (genetický materiál, agrotechnika)

zabezpečujú dobrý fyziologický stav rastlín a dobré obranné schopnosti (Fecenko, 1994).

1.2.4 Rastové regulátory, biologicky aktívne látky

Medzi ekologicky neškodné a ekonomicky výhodné intenzifikačné faktory, ktorými

možno ovplyvňovať technologickú kvalitu cukrovej repy priamo na poli, patria rastové

regulátory, biologicky aktívne látky (Urban et al., 2004b; Zahradníček, et al., 1996, 2003,

2004a, Kováčová, 2002). Používajú sa na zlepšenie biologických hodnôt osiva a reguláciu

rastu a vývinu počas vegetácie s cieľom zvýšiť úrodu buliev a ich obsah cukru (Pulkrábek

et al., 1999).

Rastové regulátory sú prirodzené alebo syntetické látky schopné regulovať niektoré

rastové a vývojové procesy rastlín. Sú schopné ovplyvniť napr. habitus a úrodu alebo

synchronizovať starnutie a opad. Väčšina týchto látok je odvodená od rastlinných hormónov

alebo interferuje s ich metabolizmom alebo pôsobením (Macháčková, Krekule, 2002).

Rastové regulátory môžeme teda rozdeliť do dvoch skupín: rastlinné hormóny

(fytohormóny – auxiny, cytokininy, gibereliny, kyselina abscisová, etylén) a ďalšie látky

s regulačnou aktivitou, ktoré nie sú zaraďované medzi fytohormóny, lebo sú účinné

vo vyšších koncentráciách alebo je k dispozícii podstatne menej údajov o ich pôsobení

(brassinosteroidy, polyamidy, kyselina jasmonová, oligosacharidy, fenolické látky)

(Procházka et al., 1998).

Cieľom aplikácie biologicky aktívnych látok je zvýšiť produkčnú výkonnosť

rastlín, ako aj zlepšiť kvalitu produkcie (Černý, Javor, 2004; Fernandez, Correa, 2005;

Oosterhuis, Robertson, 2000 a i.)

Podľa iných autorov (Fecenko et al., 1997; Pulkrábek et al., 1999; Černý et al., 2000;

Pačuta et al., 1999, 2001; Zahradníček et al., 2001, 2003; Hudec et al., 2001) sú biologicky

aktívne látky tie, ktoré pozitívne ovplyvňujú životné funkcie rastliny, resp. podporujú,

inhibujú alebo inak modifikujú fyziologické a morfogenetické procesy rastlín (Procházka

et al., 1997).

Ďalší autori (Halter et al., 2005; Kadiri et al., 1997; Papadopoulos et al., 2006;

Saglam et al., 2002; Černý et al., 2001; Przybysz et al., 2008; Rubinovska et al., 2008;

Serrano et al., 2010 a i.) uvádzajú, že biologicky aktívne látky zlepšujú energiu klíčivosti

semien, všeobecne zvyšujú úrodu, rastliny sa stávajú odolnejšie voči chorobám

a nepriaznivým podmienkam pre rast, rastliny skôr dozrievajú a prinášajú úrodu, pričom

úroda dosahuje vyššiu kvalitu.


24

Používajú sa aj za účelom zmierniť dôsledky stresov vyvolaných vonkajšími

podmienkami, ovplyvniť dynamiku tvorby úrod a podporiť zvýšenie využitia genetického

potenciálu odrôd (Šanta, 1995).

Regulátory rastu, ako uvádzajú Pulkrábek a Zahradníček (1998), nie sú

samospasiteľné. Môžu byť prínosom len za predpokladu, že všetky agrotechnické,

výživárske, ochranárske a ostatné pestovateľské opatrenia boli využité v optimálnej miere

(Zubal, 2000). Z doterajších výsledkov autorov vyplýva, že lepšie možno ovplyvniť

množstvo produkcie než jej kvalitu.

Pri použití regulátorov rastu je pritom dôležité, aby aplikácia bola uskutočnená

v období maximálneho rastu repy, kedy je vytvorená listová ružica, bohatý asimilačný

aparát a zdravý nekontaminovaný porast cukrovej repy (Zahradníček et al., 2003). Autori

považujú za vhodnejšie skoršie ošetrenie, najlepšie v rastovej fáze 15 – 18 BBCH (5 až 8

listov) s prípadným opakovaním až do rastovej fázy 31 – 33 BBCH (pred zapojením porastu).

Spoločná aplikácia s listovými hnojivami zvyšuje úrodu buliev i sušiny (Černý

et al., 2004; Zahradníček et al., 2004). I nepatrný efekt regulátorov rastu možno považovať

za pozitívny, hlavne za predpokladu, že ošetrenie možno urobiť jednou aplikáciou,

prípadne spoločne s pesticídmi proti burinám, chorobám a škodcom (Pulkrábek,

Zahradníček, 2002).

Podobný výskum vplyvu rastových regulátorov v aplikácií s listovými hnojivami

na produkčnú schopnosť rastlín vykonali aj Bugbee a White (1984). Zistili pozitívny efekt

aplikácie na výšku rastlín a úrodu rajčiaka.

Pozitívne výsledky o pôsobení listových preparátov na báze bioaktívnych

prírodných látok (napr. humáty) sú uvedené v príspevkoch viacerých autorov (Pačuta et al.,

2002, 2004; Fecková et al., 2003, 2004, 2005; Rothová 2008). Pokusmi sa potvrdil

pozitívny vplyv týchto preparátov na vybrané parametre produkcie, ako aj ich stimulačný

a antistresový účinok v stresových podmienkach spôsobených suchom. Ako uvádza

vo svojej práci Fecková (2005), príjem humínových látok do rastlinných pletív má

za následok rozličné pozitívne biochemické efekty, ktoré stimulujú rast rastlín, tvorbu

chlorofylu, sacharidov a aminokyselín, obsah vitamínov a minerálov v rastlinách,

sú katalyzátormi biochemických procesov v rastlinách a zvyšujú odolnosť rastlín voči

chorobám a škodcom. Okrem iného ovplyvňujú fyzikálno-chemické vlastnosti pôdy

a zvyšujú prístupnosť živín pre rastliny.

Vplyv aplikácie cytokinínov počas 3-ročného pokusu skúmal Pulkrábek et al.

(1995, 1999). Zistil, že úroda rafinády bola zvýšená o 5 – 6 % oproti neošetreným


25

variantom, čo úzko súviselo s vyššou úrodou buliev, vyrovnanou cukornatosťou, zníženým

obsahom popolovín a zvýšeným obsahom vápnika a horčíka v buľvách cukrovej repy.

Kadiri et al. (1997) skúmal vplyv rastlinného hormónu cytokinínu na výšku rastlín,

úrodu a obsah vitamínu C v plodoch ovocia. Podobne aj Rubinowska (2008) skúmala

spôsob účinku regulátorov rastu obsahujúcich cytokinín a auxin na rast a predlžovanie

výhonkov Clematis v podmienkach in vitro. Dospela k zisteniu, že aplikácia rastových

hormónov do živného média môže myť pozitívny vplyv na prejav génov súvisiacich

s nitrátovou reduktázou a guajakolovou peroxidázou.

Zahradníček et al. (2005a) po päťročnom pokuse s regulátormi rastu (Atonik,

Amistar, Cytokinin BAP, Rastim 30DKV a Synergin) vyvodil záver, že ich účinok

na úrodu buliev bol intenzívnejší v zrážkovo bohatších rokoch. Naopak, vplyv rastových

stimulátorov na cukornatosť bol v rokoch s nízkym úhrnom zrážok vyšší.

Nitrozlúčeniny, nitrofenoláty, nitroguajakolát

V regulácií rastovo-produkčného procesu mnohých plodín (cukrovej repy, kukurice

siatej, ľanu siateho, kapusty repkovej pravej, bavlníka, rajčiaka jedlého, papriky ročnej,

ovocných plodín ale aj liečivých rastlín) sú často využívanými účinnými látkami

nitrofenoláty (Černý, Ondrišík, 2003; Pulkrábek et al., 1999; Gawrońska, 2008;

Zahradníček et al., 1998; Djanaguiraman et al. 2004b; Babuška, 1998; Bynum et al., 2007;

Panajotov, 1997; Serrano et al., 2010 a i.).

Ako uvádzajú Kovár a Černý (2008), chýbajú detailné poznatky odpovede

rastlinnej bunky na účinok nitrofenolátov v regulácií stresu. Je zrejmé, že účinkujú

v minimalizácií oxidačného poškodenia prostredníctvom zvýšenej aktivity antioxidačných

enzýmov (Grossman et al., 2002), čo sa v konečnom dôsledku prejavuje na úrovni celej

rastliny zlepšenou produkčnou výkonnosťou.

Atonik je prípravok, ktorý obsahuje tri aktívne látky, aromatické nitrozlúčeniny,

5-nitroguajakolát sodný, 2-nitrofenolát sodný a 4-nitrofenolát sodný.

Tieto biologicky aktívne látky boli identifikované aj ako endogénna súčasť

rastlinného metabolizmu, stimulujúce rast zmenou aktivity špecifických antioxidačných

enzýmov ako sú superoxiddismutáza, kataláza, alebo peroxidáza (Djanaguiraman et al.,

2004c). Tieto enzýmy sú zapojené do detoxikačných reakcií reaktívnych foriem kyslíka

(Mitter et al., 2002). Aj za optimálnych fyziologických podmienok prostredia podlieha

kyslík viacerým metabolickým premenám spojených s tvorbou reaktívnych foriem kyslíka.

Oxidačné poškodenie ako dôsledok stresovej situácie v bunke je indukované vtedy,


26

ak produkcia reaktívnych foriem kyslíka je vyššia ako schopnosť bunky homeostaticky

reaktívne formy kyslíka detoxikovať. Z toho vyplýva, že produkcia reaktívnych foriem

kyslíka je všeobecným syndrómom stresovej reakcie bunky (Lichtenthaler, 1996).

Atonik obsahuje 0,1 % Na-NG, 2,0 % Na o-NP a 0,3 % Na p-NP z aktívnych látok

(European Commission, 2007).

Molekulárne a štruktúrne vzorce

5-nitroguajakolát sodný (Sodium 5-nitroguaiacolate, Na 5NG) Molekulárny vzorec: C7H6NNaO4

Štruktúrny vzorec:

2-nitrofenolát sodný (Sodium o-nitrophenolate, Na oNP) Molekulárny vzorec: C7H4NNaO3


4-nitrofenolát sodný (Sodium p-nitrophenolate, Na pNP)

Molekulárny vzorec: C6H4NNaO3


Fyzikálne a chemické vlastnosti aktívnych látok

5-nitroguajakolát sodný

5-nitroguajakolát sodný (obr. 4) je červený kryštalický

prášok plesňového zápachu. Je mierne prchajúca látka, ktorá

má veľmi nízku tendenciu vyparovania z vodných roztokov.

Je ľahko rozpustný vo vode pri pH 5,7 a 9. Podľa určeného

n-oktanol/ vodného koeficientu, 5-nitroguajakolát sodný nie je

lipofílna látka. Napokon, 5-nitroguajakolát sodný je považovaný

za vysoko horľavý a výbušný.

Obrázok 4 5-nitroguajakolát sodný (www.alibaba.com)


27

2-nitrofenolát sodný

2-nitrofenolát sodný (obr. 5) je kryštalický

prášok plesňového zápachu. Je to mierne prchajúca

látka, ktorá má veľmi nízku tendenciu vyparovania

z vodných roztokov. Je stredne rozpustný vo vode pri

pH 4 a ľahko rozpustný pre pH 7 a 10. Je považovaný

za vysoko horľavý a výbušný.

4-nitrofenolát sodný

4-nitrofenolát sodný (obr. 5) je svetlo žltý

jemne zrnitý prášok plesňového zápachu. Je to

mierne prchajúca látka a má veľmi nízku

tendenciu vyparovania z vodných

roztokov. Je ľahko rozpustný vo vode pri pH 5,7 a 9. Je považovaný za vysoko horľavý

a výbušný.

Spôsob účinku Atoniku na rastlinné bunky

Nakoľko je veľmi málo informácií o účinku oNP a 5NG, prinajmenšom

v niektorých biochemických reakciách, výrobca objasňuje účinok Atoniku predovšetkým

na jednej z účinných látok a to pNP (Kolníková, 2010).

Po aplikácií Atoniku je pNP ľahko fosforylovaný do pNPP (para-nitrofenylfosfát)

a v tejto aktívnej forme inhibuje aktivitu enzýmu „tyrozín fostatáza“, redukujúci efekt

vtokového otvoru protein kinázy A a znižuje aktivitu katiónového kanála. Nižšia aktivita

katiónového kanála za prítomnosti pNPP môže znížiť priepustnosť Ca iónov z intra-

celulárnych priestorov Ca do cytoplazmy, čím preniká menej Ca2+ cytoplazmou

z extracelulárneho priestoru, čo má za následok nižšiu koncentráciu Ca2+ iónov

v cytoplazme. Nižšia koncentrácia Ca v cytoplazme má za následok rýchlejšie

cytoplazmatické prúdenie.

Rastlinná bunka sa musí pravidelne prispôsobovať stresom prostredia (vysoká,

resp. nízka teplota, sucho, infekcie a pod.) včasnou syntézou a translokáciou ochranných

látok a zložiek (enzýmy, lipidy, proteíny, polyfenoly atď.), ktoré sú potrebné pre vývin

a delenie buniek, rast a vitalitu rastlín (Djanaguiraman et al., 2004a).

Atonikom vyvolané rýchlejšie cytoplazmatické prúdenie má za následok rýchlejšiu

syntézu všetkých látok potrebných pre zdravý rast rastlín a kvalitu úrody, dochádza

Obrázok 5 2-nitrofenolát a 4-nitrofenolát sodný (www.alibaba.com)


28

k zvýšenému príjmu minerálov a translokácii asimilátov, ktoré sú zložkami rastlín

a orgánov úrody.

Atonik taktiež stimuluje:

aktivitu nitrát reduktázy a ďalších enzýmov,

inhibuje IAA oxidázy, čím predlžuje aktivitu prírodných auxínov v rastlinách,

pNPP môže nahradiť ATP v niektorých reakciách, napr. pri stabilizácií vitamínu C.

Atonik stimuluje rezistenciu voči chorobám a škodcom zvýšením mechanických

a chemických bariér voči infekciám. Po listovej aplikácií môže byť časť troch aktívnych

zložiek viazaná na bunkovú membránu a časť môže byť metabolizovaná a začlenená

do bunkových stien lignínu, meniac jeho fyzikálne a chemické vlastnosti.

Z dlhodobých pokusov výrobcu rastlinného stimulátora Atonik je známe,

že aromatické nitrozlúčeniny v ňom obsiahnuté majú vplyv na dodatočnú lignifikáciu

bunkových stien. Ošetrené rastliny tak vytvoria pevnejšie pletivá, ktoré sú odolnejšie voči

mechanickému poškodeniu (Babuška, Peza, 2005; Gawrońska, 2008). Zahradníček et al.

(1996, 2003) uvádza aj minimalizáciu strát v úrode a kvalite cukrovej repy spôsobenú

krupobitím a celkový protistresový efekt.

Atonik použitý exogénnym spôsobom zvyšuje aktivitu auxínov, stimuluje proces

kvitnutia, umožňuje rýchlu adaptáciu na nepriaznivé environmentálne podmienky

a zvyšuje úrodu (Zahradníček et al., 1998; Mikos-Bielak, Kukiełka, 2000; Černý et al.,

2002; Gruszczyk, Berbeć, 2004; Kołodziej, 2004; Zraly, 1999).

Na rozdiel od iných rastových stimulátorov obsahuje namiesto hormónov zložky,

ktoré sú prírodné a tým šetrné k životnému prostrediu, pričom stimulujú rastlinný

metabolizmus bez jeho poškodenia, resp. spôsobenia toxicity v rastlinách rajčiny a bavlny

(Djanaguiraman et al., 2004a). Atonik zlepšuje priamo príjem minerálnych živín z pôdy,

akumuláciu produktov fotosyntézy (asimiláty) do zásobných orgánov rastlín a rozvoj

pôdnych baktérií. Taktiež zvyšuje aktivitu nitrátovej reduktázy (Sharma et al, 1984),

koncentráciu pinitol ako aj tok asimilátov z listu do klasu pšenice (Kudrew, 1969).

Podľa výrobcu, vplyvom týchto látok narastá aj schopnosť rastlín prijímať živiny.

Viacerí autori (Černý et al., 2000, 2001, 2002, 2003, 2004; Bajči, Michaliková, 1991;

Zahradníček et al., 2003, 2004a, 2004b; Zahradníček, Pulkrábek, 2001 a i.) zistili na

porastoch ošetrených prípravkom Atonik prírastky v úrode aj kvalite cukrovej repy.

Ošetrenie porastu Atonikom zvýšilo úrodu buliev v priemere troch rokov o 5,3 %

a úrodu polarizačného cukru o 5,1 %. Tiež nižším dýchaním buliev pri skladovaní znižuje

straty cukru (Pulkrábek, 2001; Vach, Javůrek, 2003).


29

Podľa Panajotov (1997), Atonik v pokuse s paprikou nezvýšil iba úrodu, ale taktiež

zlepšil kvalitu osiva.

Serrano et al. (2010) sledoval vplyv aplikácie zmesi nitrofenolátov na rast

a dozrievanie plodov papriky pri závlahe. Počas vegetácie sledoval hmotnosť plodov, ich

farbu a výživnú hodnotu ako aj bioaktívne zložky (obsah fenolov, karotenoidov a kyselinu

ascorbovú). Sledované parametre boli po aplikácií nitrofenolátov preukazne zvýšené.

Aplikácia viedla k zvýšeniu kvality plodov, predovšetkým ich výživnej hodnoty

a antioxidačných látok.

Vavrina (1998) v jednoročnom pokuse sledoval vplyv pôdnej a listovej aplikácie

Atonika na zvýšený príjem živín, rast a úrodu uhorky. Porast bol založený pod pravidelnou

závlahou, čím rastliny netrpeli stresom spôsobeným suchom. Pravdepodobne tento fakt

prispel k výsledku, že Atonik nemal žiaden vplyv na úrodu a rast hybridov uhorky.

Predpokladá sa, že v biodegradačnej dráhe nitrofenolu vznikajú zlúčeniny, ktoré

priamo, alebo cez spätnoväzbovú reakciu vedú k indukcii génov produkujúcich enzýmy

antioxidačného metabolizmu. Kovár a Černý (2008) navrhli schému molekulárnych krokov

účinku nitrofenolu na biochemické a fyziologické procesy (obr. 6).

Obrázok 6 Schéma metabolickej kaskády účinku nitrofenolov na zlepšenie tolerancie rastlín na stresové situácie vedúce k zvýšeniu produkčnej výkonnosti rastlín čakanky.

ROS – reaktívne druhy kyslíka, NO – oxid dusnatý, PRO – prolín, GB – glycín betaín, WUE – efektívnosť využitia vody, RUE – efektívnosť využitia žiarenia, NUE – efektívnosť využitia dusíka, NAR – čistý výkon fotosyntézy, RGR – relatívna rýchlosť rastu (Kovár, Černý, 2008)


30

1.3 Fyziológia produkčného procesu cukrovej repy, jeho kvalita

Cukrová repa je C3 rastlinou, ktorá fixuje CO2 Calvinovým cyklom. V porovnaní

s ostatnými plodinami má niektoré podstatné odlišnosti v raste a vývine, nakoľko

sa nezberá v čase fyziologickej zrelosti, má dvojročný cyklus reprodukcie, jediný zásobný

orgán, nemá autoregulačnú, ale čiastočne kompenzačnú schopnosť a hlavnou zložkou

sušiny koreňa je sacharóza.

Produkčný proces – tvorbu úrody cukrovej repy – obmedzuje predovšetkým kvalita

(organizácia) porastu, dĺžka vegetácie (produkčného procesu) a jej intenzita,

environmentálne faktory ako teplota, svetlo, voda, zásoba živinami, ako aj ukladanie cukru

do buľvy (Goodmann, 1963; Scott, Jaggard, 1993; Pulkrábek, 2004).

Produkcia cukrovej repy sa tvorí počtom rastlín na jednotke plochy a ich

hmotnosťou, resp. množstvom cukru v jednej buľve. Nato, aby sa dosiahla produkcia,

je potrebné porastom maximálne zachytiť dopadajúcu slnečnú radiáciu, premeniť ju

na chemickú energiu a tak vytvorenú sušinu prerozdeliť medzi nadzemnú a podzemnú časť

(Kostrej et al., 1998).

Cukrová repa má mať také vlastnosti, ktoré umožňujú, aby na jednotke plochy bolo

možné pestovať čo najväčší počet jedincov s dostatočne veľkou hmotnosťou individuálnej

rastliny. Trend zvyšovania počtu rastlín má určité obmedzenie s ohľadom na radiačný

režim a zmenšovanie hmotnosti koreňa individuálnej rastliny (Kostrej et al., 1998).

Z mnohých pokusov je známe, že hustota porastu okolo 80 000 rastlín na hektár je žiaduca

pre maximálnu úrodu cukru, pričom celková úroda biomasy sa zvyšuje s nárastom hustoty

porastu (Scott, Jaggard, 1993; Pulkrábek, 2004).

Tvorba listovej ružice a koreňového systému prevláda vo využití asimilátov

do konca júna. Od júla sa však zhruba 50 % asimilátov ukladá ako sacharóza a 50 % slúži

na budovanie listovej ružice a buľvy. Koncom septembra tvoria prírastky cukru

z celkového prírastku sušiny 80 – 90 % (Pulkrábek, 2004). Na obrázku 7 je znázornený

rast buliev a listov

cukrovej repy, ich úrody

ako aj priebeh tvorby

cukornatosti počas

„ideálneho“ vegetačného

obdobia (Chochola, 2004).

Obrázok 7 Rast cukrovej repy pri ideálnej klimatickej charakteristike počas vegetácie (Chochola, 2004)


31

Čistá produkcia sušiny je prejavom aktívnej látkovej bilancie rastlín. Listová plocha

jednej rastliny cukrovej repy dosahuje v priemere 0,3 – 0,5 m2. Listy sa vytvárajú postupne

v priebehu celej vegetácie a tvoria bohatú listovú ružicu zloženú z 30 – 50 pravých listov

(Rybáček, 1985). Počas maximálneho rastu sa každý týždeň vytvoria 2 – 3 listy,

čo znamená pri plnom zapojení okolo 40 listov (Weeden, 2000).

Predpokladá sa, že porast cukrovej repy by mal mať hodnotu veľkosti listovej

plochy (LAI) 3 – 6 m2.m-2. Goodman (1966) uvádza, že cukrová repa potrebuje dosiahnuť

pre maximálny rast hodnotu LAI 3 m2.m-2, pričom čas, za ktorý sa dosiahla táto hodnota,

mal značný vplyv na celkovú sušinu a produkciu cukru (Scott, Jaggrad, 1993).

Bajči a Tomanová (1991) uvádzajú, že v prípade získania vysokých úrod dobrej

kvality je dôležité dosiahnuť optimálny stupeň pokrytia listami ružice a limitovať tvorbu

listov po vytvorení nevyhnutného listového systému tak, aby ďalšia tvorba neviedla

k stratám energie a asimilátov, ktoré sa môžu ukladať vo forme sacharózy. Preto by sa mal

pestovateľ snažiť o skoré ukončenie fázy tvorby listov za účelom získať dostatok času

pre tvorbu buľvy a akumuláciu cukru. To je možné dosiahnuť skorou sejbou cukrovej repy,

vytvorením podmienok pre rýchle zapojenie porastu, jeho primeraným zásobením dusíkom

ako aj uváženým začiatkom zberu (Minx, 1999).

Vysoká cukornatosť je spojená nielen s veľkosťou asimilačnej plochy, ale aj

s vysokou fotosyntetickou aktivitou listov v poraste, ktorú cukrová repa má (Kostrej et al.,

1998).

Synchronizácia plného listového pokryvu s maximálnym príjmom radiácie je

dôležité hľadisko v oblasti s miernym podnebím. Pokus o zrýchľovanie rastu listov

použitím hnojív alebo hustoty porastu bol neúspešný, pretože navyše vyprodukovaná

sušina zostala v listoch a bola málo translokovaná do buliev (Weeden, 2000).

Veľkosť listovej plochy cukrovej repy spočiatku narastá veľmi pomaly, neskôr

nasleduje viac – menej lineárne zvyšovanie hmotnosti až do dosiahnutia maximálnej

veľkosti listovej plochy. Neskôr sa listová plocha znižuje tým, že staré a veľké listy

odumierajú a sú nahradené novými, menšími listami (Milford et al., 1985). Zvýšenie

veľkosti listovej plochy na rastlinu v období od založenie porastu až do jeho plného

zapojenia má za následok zvýšenie úrody cukru. Autori konštatujú, že zvýšenie veľkosti

listovej plochy bolo preukazné zvýšením obsahu K+. Je zrejmé, že vodný stres znižuje

veľkosť listovej plochy na rastlinu predovšetkým účinkom na rozvoj bunky.

Medzi úrodou a kvalitou cukrovej repy existuje spravidla negatívna korelačná

závislosť (Bajči et al., 1997).


32

Podľa Zahradníčka a Pulkrábka (2001) sa kvalita cukrovej repy, ako technickej

plodiny a základnej suroviny pre výrobu cukru, vytvára na poli. Nie je to len záležitosť

cukornatosti a chemického zloženia buľvy, ale rady ďalších znakov a vlastností, ktoré

ovplyvňuje mnoho činiteľov, vzájomne priamo alebo nepriamo prepojených. Technologická

kvalita cukrovej repy závisí predovšetkým od priebehu zrážok a teplôt v mesiacoch

september a október (Pačuta et al., 2000, 2005; Jozefyová et al., 2003 a i). Podľa Švachulu

(1999b) existuje negatívny vzťah medzi obsahom cukru a zrážkami, zatiaľ čo vzťah medzi

obsahom cukru a teplotami je pozitívny.

Podľa Zahradníčka et al. 2005b, technologickú kvalitu dobre charakterizuje aj tzv.

MB faktor (hmotnosť melasy v percentách pripadajúca na hmotnosť vyrobeného bieleho

cukru), ktorého čím nižšia hodnota charakterizuje vyššiu kvalitu repy. Pre kvalitnú repu

by mala byť hodnota MB faktora 12 až 22, pre menej kvalitné 30 a viac.

Veľmi vážnou fyziologickou poruchou v metabolizme cukrovej repy je

retrovegetácia, spôsobená náhlou zmenou poveternostných (hlavne zrážkových) podmienok.

Repa začína obnovovať listy na úkor zásobného cukru, pričom prudko klesá cukornatosť,

narastá obsah škodlivých necukrov, klesá pH repnej šťavy, zvyšuje sa MB faktor.

Základnými analytickými veličinami pri posudzovaní technologickej kvality

cukrovej repy sú (Bajči et al., 1993; Mach, Valentovičová, 1997):

cukornatosť,

rozpustné popoloviny (obsah K a Na v mmol. 100 g-1 repy),

obsah α – amino N v mmol. 100 g-1 repy.

Z hľadiska cukrovarníckeho sa hodnotí predovšetkým cukornatosť a potom obsah

necukrov, z ktorých významné miesto zaujímajú α – aminodusík, K a Na. α-aminodusík je

škodlivým balastom pri technologických procesoch a pri čistení štiav. Z toho vyplýva,

že z cukrovej repy možno vyťažiť menej cukru oproti jeho teoretickému obsahu (Lorenz,

1998). Draslík sa zaraďuje medzi popoloviny, ktoré ovplyvňujú výťažnosť cukru

i tvorbu melasy. V popolovinách má zo všetkých prítomných prvkov najväčšie zastúpenie.

Medzi popoloviny patrí aj sodík, ktorý je veľmi významným činiteľom v technologickej

akosti ako tvorca melasy (Medveď, 1999).

Cukornatosť je aj základný parameter, ktorý určuje úspešnosť pestovateľa. Obsah

cukru v cukrovej repe by sa mal pohybovať minimálne na úrovni 16 %, na ktorú je

stanovená výkupná cena. Za nízku cukornatosť je pestovateľ postihovaný nižšou cenou,

za vyššiu cukornatosť je naopak odmeňovaný vyššou cenou (Straka, 2004).


33

Tvorba cukru v cukrovej repe prebieha v jej listoch pomocou fotosyntézy. Cukor

sa ukladá v buľve. Je dôležité, aby rastové fázy cukrovej repy boli dosahované tak, aby

vývoj prebiehal rovnomerne. Na rýchlosť a priebeh fotosyntézy vplývajú nie len teplota

vzduchu a pôdy, ale aj ďalšie vonkajšie a vnútorné činitele ako sú vlhkosť pôdy

a ovzdušia, dostupnosť a množstvo minerálnych živín, svetlo, vlastnosti chlorofylu,

rýchlosť ukladania cukrov, odrodové vlastnosti, choroby a podobne.

Dôležitou vlastnosťou je predĺženie doby aktívneho ukladania asimilátov do koreňa

a zachovanie optimálneho pomeru medzi hmotnosťou buľvy a koreňa. Vysoko produkčný

porast cukrovej repy sa vyznačuje:

optimálnou dynamikou rastu listovej ružice, aby sa vytvoril dostatočne veľký

a výkonný listový aparát vo fáze maximálneho rastu zásobného orgánu – koreňa,

rýchlym rastom a efektívnym využívaním asimilátov na rast biomasy a technologickej

kvality koreňa,

schopnosťou zachovať aktivitu asimilačného aparátu čo najdlhšie a na konci vegetácie

nevytvárať nové listy,

dobrou adaptačnou schopnosťou fotosyntetického aparátu na zmeny podmienok

prostredia,

aktívnou distribúciou glycidov v prospech koreňa.

Rastovo-produkčný proces je denne, ale aj sezónne ovplyvňovaný stresovými

situáciami (najmä nedostatok vody, vysoká teplota, nedostatok živín, choroby

a škodcovia), ktoré často pôsobia simultánne. Tento multistresový účinok výrazne limituje

rastlinnú produkciu (Evans, 1993).

Sucho je najčastejším prirodzeným environmentálnym limitom, vyvolávajúcim

vnútorný vodný deficit, resp. vodný stres. Sucho je faktorom, ktorý kontroluje produktivitu

rastlín a určuje distribúciu druhov. Ovplyvňuje jednotlivé procesy nerovnakou mierou

ako o tom dosvedčujú publikácie viacerých autorov (Yardanov et al., 2000; Olšovská,

1997 a i.). Preto sa dlhodobo hľadajú fyziologické kritériá, ktoré by dostatočne presne

charakterizovali postupnosť spúšťania jednotlivých reakcií vyvolávaných suchom (Brestič,

2001). Ako uvádza Davies (1994), vodný deficit vedie k inhibícii rastu a akumulácii ABA.

Úroveň poklesu úrod závisí od intenzity, dĺžky pôsobenia sucha a od charakteru

druhu, resp. kultivaru. Aj keď sa výskum suchovzdornosti zameriava na štrukturálne

a funkčné parametre všetkých orgánov rastlín, v centre pozornosti zostávajú

fotosyntetizujúce orgány. Bolo urobených veľa pokusov pre korelovanie stupňa vodného


34

deficitu s diferencovanými parametrami, ako napr. výmeny plynov, fluorescencie

chlorofylu metabolizmu uhlíka, parametrov hospodárskej úrody (Przybysz et al., 2008;

Gawrońska et al., 2008; Brestič, 2001; Chaves, 1991; Tardieu, 1996; Olšovská, 1997 a i.).

Umožňujú určiť mechanizmy, ako aj otázky účinku vodného stresu na rastliny, keďže

dochádza k predlžovaniu obdobia sucha a fluktuácie zrážok počas hlavného vegetačného

obdobia.

Materiál a metódy

35

2 Ciele práce a hypotézy

V rámci projektu VEGA č. 1/2430/05, ktorý bol riešený na Katedre rastlinnej

výroby Fakulty agrobiológie a potravinových zdrojov v období rokov 2005 – 2007, boli

sformulované nasledovné ciele:

1. zhodnotiť vplyv poveternostných podmienok pestovateľských rokov na tvorbu vybraných produkčných a kvalitatívnych parametrov cukrovej repy a porastu,

2. zhodnotiť produkčnú schopnosť tolerantných odrôd (cerkospóra, rizománia) v daných pôdno-klimatických podmienkach,

3. zistiť vplyv rastového stimulátora Atonik a listového hnojiva Campofort na úrodu a technologickú kvalitu cukrovej repy,

4. zistiť vplyv rastového stimulátora Atonik a listového hnojiva Campofort v interakcii s odrodou a poveternostnými podmienkami na vybrané parametre úrody a technologickej kvality cukrovej repy,

5. zistiť vplyv rastového stimulátora Atonik a listového hnojiva Campofort na vybrané rastové a produkčné parametre porastu cukrovej repy,

6. determinovať termodynamické podmienky experimentálneho stanovišťa pre výšku úrody buliev cukrovej repy,

7. prostredníctvom koeficientu ekonomickej efektívnosti (KEE) vyhodnotiť pestovanie cukrovej repy na úrovni ošetrenia Atonikom a Campofortom.

Z uvedených cieľov vyplývali nasledovné hypotézy, pri ktorých sme predpokladali, že:

1. poveternostné podmienky ovplyvnia preukazne formovanie úrodových a kvalitatívnych parametrov cukrovej repy,

2. v danej teplej kukuričnej výrobnej oblasti budú zvolené odrody dosahovať optimálne úrody a cukornatosť, pričom budú rozdielne reagovať na aplikované prípravky,

3. aplikované prípravky pozitívne ovplyvnia úrodu a technologickú kvalitu cukrovej repy,

4. vplyv aplikovaných prípravkov na sledované parametre bude závisieť od priebehu poveternostných podmienok v jednotlivých rokoch, pričom v interakcii s odrodami výrazne neovplyvnia sledované parametre,

5. aplikované prípravky pozitívne ovplyvnia vybrané rastové a produkčné parametre porastu cukrovej repy,

6. termodynamické podmienky experimentálneho stanovišťa ovplyvnia úrodu buliev cukrovej repy,

7. aplikované prípravky pozitívne ovplyvnia ekonomiku pestovania cukrovej repy.

Materiál a metódy

36

3 Materiál a metódy

Doktorandská dizertačná práca bola riešená v rámci projektu VEGA č.1/2430/05 –

„Biologická racionalizácia a optimalizácia produkčného procesu cukrovej repy z hľadiska

eliminácie negatívneho dopadu sucha na výsledné kvantitatívne a kvalitatívne parametre

produkcie“, riešeného na Katedre rastlinnej výroby SPU v Nitre v období rokov 2005 až 2007.

3.1 Komplexná charakteristika pokusu

3.1.1 Charakteristika lokality a pokusného miesta

Poľný pokus bol realizovaný na pozemku experimentálnej bázy FAPZ KRV

Strediska biológie a ekológie rastlín Dolná Malanta. Z komplexného prieskumu edafických

pomerov pokusnej lokality realizovaného v roku 1993 (Hanes, Mucha, Sisák, Slovík,

1993), doplneného o morfologický popis (Tobiašová, Šimanský, 2009), vyplýva

nasledovná charakteristika:

nadmorská výška: 175 – 180 m n. m. pôdny typ: hnedozem (na proluviálnych sedimentoch) pôdny druh: stredne ťažká pôda druh zeminy: hlinitá až ílovito – hlinitá stratigrafia pôdneho profilu: humusový horizont (A1) 0,00 – 0,28 m luvický horizont (Bt) 0,29 – 0,70 m pôdotvorný substrát (C) nad 0,77 m merná hmotnosť: 2 570 – 2 680 kg.m-3 objemová hmotnosť: 1 220 – 1 530 kg.m-3 obsah humusu v ornici: 2,16 – 2,23 % pôdna reakcia (pHKCl): 5,29 – 5,70

Z dlhodobého priemeru atmosférických procesov v Nitre v rokoch 1961 – 1990 je

vyvodená nasledovná klimatická charakteristika pokusnej lokality (Špánik, Šiška, Repa, 2002):

1961 – 1990 priemerný ročný úhrn zrážok 540 mm priemerná ročná teplota vzduchu 9,6 ˚C priemerná relatívna vlhkosť vzduchu 74 % priemerná ročná suma globálneho žiarenia 1 251 kWh.m-2

Sledované experimentálne územie z hľadiska agroklimatickej rajonizácie

je charakterizované ako:

makrooblasť: teplá, s teplotnou sumou t > 10 ˚C v rozpätí 3 100 – 2 400 ˚C, oblasť: prevažne teplá, s teplotnou sumou t > 10 ˚C v rozpätí 3 000 – 2 800 ˚C, podoblasť: veľmi suchá, s hodnotou klimatického ukazovateľa zavlažovania

za VI. – VIII. mesiac KVI. – VIII. = 150 mm,

Materiál a metódy

37

okrsok: prevažne miernej zimy s priemerom absolútnych miním Tmin. = > - 18 ˚C.

Základné meteorologické údaje boli merané na Agrometeorologickej stanici

Katedry biometeorológie a hydrológie Fakulty záhradníctva a krajinného inžinierstva,

umiestnenej na Stredisku biológie a ekológie rastlín Dolná Malanta.

Poveternostná charakteristika pokusného roku 2005, 2006 a 2007 ako aj porovnanie

s dlhodobým normálom je znázornená v tabuľkách 2 a 3. Grafické znázornenie je uvedené

v grafoch 1 a 2 (viď kapitola 5.1.1.).

Tabuľka 2 Hodnotenie poveternostných podmienok rokov 2005, 2006 a 2007 podľa klimatického normálu teplôt (ºC) za roky 1961 – 1990 (Nitra)

Tabuľka 3 Hodnotenie poveternostných podmienok rokov 2005, 2006 a 2007 podľa klimatického normálu úhrnu zrážok (mm) za roky 1961-1990 (Nitra)

2005 2006 2007

Mes

iac

Nor

mál

19

61 -

199

0

Tep

lota

(˚

C)

∆ t Charakter

mesiaca

Tep

lota

(˚

C)

∆ t Charakter

mesiaca

Tep

lota

(˚

C)

∆ t Charakter

mesiaca

I. -1,7 -0,1 1,6 normálny -4,1 -2,4 studený 4,4 6,1 mimoriadne teplýII. 0,7 -2,7 -3,4 studený -1,6 -2,1 studený 5 4,5 mimoriadne teplýIII. 5,0 2,7 -2,3 studený 3,5 -1,2 normálny 7,5 2,8 veľmi teplý IV. 10,4 11 0,6 normálny 11,4 1,3 teplý 12,2 2,1 veľmi teplý V. 15,1 15,2 0,1 normálny 14,0 -0,8 normálny 16,6 1,8 veľmi teplý VI. 18,0 18 0 normálny 19,2 0,9 normálny 21,1 2,8 veľmi teplý VII. 19,8 20,7 0,9 normálny 22,6 2,9 veľmi teplý 22,3 2,6 veľmi teplý VIII. 19,3 19,1 -0,2 normálny 16,7 -2,5 veľmi studený 21,2 2 veľmi teplý IX. 15,6 16,3 0,7 normálny 16,6 1,2 teplý 13,7 -1,7 Studený X. 10,4 10,5 0,1 normálny 12,2 2,1 teplý 9,9 -0,2 normálny XI. 4,5 4,1 -0,4 normálny 7,5 2,6 teplý 3,6 -1,3 normálny XII. 0,1 0,4 0,3 normálny 3,2 2,7 teplý -1,1 -1,6 Studený rok 9,8 9,6 -0,2 normálny 10,1 0,4 normálny 11,4 1,7 Teplý

2005 2006 2007

Mes

iac

Nor

mál

19

61 -

199

0

Zrá

žky

(mm

)

% n Charakter

mesiaca

Zrá

žky

(mm

)

% n Charakter

mesiaca

Zrá

žky

(mm

)

% n Charakter

mesiaca

I. 31 36,4 117,4 normálny 57,4 185,1 veľmi vlhký 45 145,2 vlhký II. 32 58,3 182,2 veľmi vlhký 39,0 121,9 normálny 35 109,4 normálny III. 30 3,4 11,3 mimoriadne suchý 35,2 117,3 normálny 64 213,3 veľmi vlhký IV. 39 78,7 201,8 veľmi vlhký 48,1 123,3 normálny 0 0,0 mimoriadne suchýV. 58 60,9 105 normálny 95,6 164,8 veľmi vlhký 102 175,9 veľmi vlhký VI. 66 31,5 42,7 veľmi suchý 63,9 55,9 normálny 42 63,6 mierne suchý VII. 52 59 113,5 normálny 23,7 45,6 veľmi suchý 28 53,8 suchý VIII. 61 94,5 154,9 veľmi vlhký 84,0 137,7 vlhký 113 185,2 mimoriadne vlhkýIX. 40 47,1 117,8 vlhký 12,7 31,8 veľmi suchý 82 205,0 mimoriadne vlhkýX. 36 12,1 33,9 veľmi suchý 15,3 42,5 veľmi suchý 35 97,2 normálny XI. 55 43,2 78,5 normálny 24,4 44,4 veľmi suchý 80,5 146,4 mierne vlhký XII. 40 113,2 283 mimoriadne vlhký 7,8 19,5 mimoriadne suchý 19 47,5 veľmi suchý rok 540 638,3 113,8 normálny 507,1 93,9 normálny 645,5 119,5 normálny

Materiál a metódy

38

3.1.2 Charakteristika použitého biologického materiálu

Terano

Terano je vysokovýkonný dvojtolerantný triploidný hybrid cukrovej repy,

normálneho typu.

Je vhodný do pestovateľských podmienok, ktoré sú napadnuté rizomániou, ako aj

do podmienok bez jej výskytu. Vyznačuje sa mimoriadne zdravým listovým aparátom

a toleranciou voči cerkospóre. Pri redukcii nutnosti použitia fungicídov dosahuje vysoké

úrody s vysokou kvalitou.

Terano sa vyznačuje rýchlym počiatočným vývinom, dobrou odolnosťou k tvorbe

vybehlíc a dobrými vlastnosťami pre mechanizovaný zber. Je vhodný pre stredný

až neskorý termín zberu vo všetkých pestovateľských podmienkach cukrovej repy.

Hybrid bol zaregistrovaný v roku 2000, keď za skúšobné obdobie v úrode rafinády

na priemer pokusu dosiahol na zamorenej lokalite rizomániou 108,7 % a na nezamorenej

106,9 %.

Takt

Takt je dvojtolerantný triploidný hybrid cukrovej repy, normálneho typu.

Je vhodný do pestovateľských podmienok, kde cerkospóra a rizománia negatívne

ovplyvňuje pestovanie cukrovej repy. Jeho jasné prednosti sú v jednoznačnej redukcii

použitia fungicídov a v dosahovaní vysokých, stabilných úrod s vysokou kvalitou. Tiež

v nezamorených podmienkach bez výskytu rizománie sa prejavuje odroda Takt ako garant

úspechu v pestovaní cukrovej repy.

Takt sa vyznačuje rýchlym počiatočným vývinom, dobrou odolnosťou voči

vybiehaniu do kvetu a dobrými vlastnosťami pre mechanizovaný zber. Je vhodný pre

stredný až neskorý termín zberu vo všetkých pestovateľských podmienkach cukrovej repy.

Hybrid bol zaregistrovaný na základe dvojročného skúšania v roku 2000, kde

dosiahol výborné výsledky vo všetkých požadovaných parametroch. V úrode rafinády

dosiahol 113,3 % na priemer pokusu na nezamorenej lokalite rizomániou 108,9 %.

Radek

Radek je špičkový dvojtolerantný triploidný hybrid cukrovej repy voči rizománii

a cerkospóre, normálno – cukornatého typu.

Je vhodný do zamorených, ale aj do rizomániou nezamorených podmienok

pestovania cukrovej repy. Vyznačuje sa rýchlym počiatočným vývinom, zdravým listovým

Materiál a metódy

39

aparátom, vysokou odolnosťou voči cerkospóre a veľmi vysokou odolnosťou k tvorbe

vybehlíc. Je vhodný pre mechanizovaný zber cukrovej repy vo všetkých oblastiach jej

pestovania.

Odroda Radek bola zaregistrovaná v roku 2004 po dvoch rokoch skúšania

v štátnych skúškach, keď za skúšobné obdobie dosiahol strednú úrodu buliev 101,4 %

a vysokú cukornatosť 103,9 %. Výťažnosť rafinády mal vysokú až veľmi vysokú 105,8 %

a úrodu rafinády vysokú až veľmi vysokú 107,4 %.

Federica

dvojtolerantná, normálno – cukornatého typu od firmy Advanta.

3.1.3 Charakteristika aplikovaných prípravkov

Atonik

- rastlinný stimulátor, ktorý vyvinula a vyrába spoločnosť ASAHI Chemical Co. Ltd.

Tokyo, Japonsko.

Cena: 30,20 €/liter

Zloženie: zmes troch aromatických nitrozlúčenín na báze nitrofenolátu sodného

(2 – nitrofenolát sodný (oNP-Na 2 g/l), 4 – nitrofenolát sodný (pNP-Na 3 g/l) a nitrogujakolát

sodný (5NG-Na 1 g/l).

Aplikácia: uskutočňuje sa postrekom na listy rastlín. Prípravok možno kombinovať

so všetkými registrovanými herbicídmi, insekticídmi, fungicídmi a listovými hnojivami,

a preto nie je potrebné uskutočniť samostatný postrek. Atonik sa doporučuje aplikovať

predovšetkým v období, keď rastliny prechádzajú určitým stresom (striedanie teplôt, sucho

počas kvitnutia, poškodenie chemickými prípravkami, nedostatočná výživa).

Účinok:

zvyšuje energiu klíčivosti semien a zakoreňovanie rastlín,

podporuje rast a rozvetvovanie,

podporuje prúdenie bunečnej plazmy, príjem živín a transport asimilátov

vznikajúcich pri fotosyntéze,

stimuluje všetky biochemické a fyziologické rezervy,

priaznivo zvyšuje odolnosť voči škodlivým činiteľom,

pôsobí priaznivo na rozmnožovanie pôdnych organizmov,

urýchľuje rozklad organických látok v pôde a nepriamo tým zvyšuje pôdnu úrodnosť,

zaisťuje predĺženie vegetačnej doby.

Materiál a metódy

40

Campofort

- výrobcom je skupina Agra Group, ČR

- Campofort Fortestim – beta – listové hnojivo určené pre prvú jarnú aplikáciu cukrovej

repy.


Zloženie: 15 % N, 5 % MgO, 4 % S, 1 % B

Aplikácia: je možná s bežnými prípravkami na ochranu rastlín, na základe výživového

stavu porastu.

Účinok:

urýchľuje rast nových listov v prvej časti vegetácie,

urýchľuje zapojenie porastu,

pôsobí biostimulačne a protistresovo.

- Campofort Special B – špeciálne listové hnojivo s fyziologickými účinkami, určené

pre rýchlu úpravu výživového stavu rastlín podľa AVS (aktuálneho výživového stavu).

Forma a zloženie živín a sprievodných látok zaručujú rýchly príjem rastlinou.


Zloženie: 15 % N, 2,8 % MgO, 2,2 % S, 1,5 % B

Účinok:

pozitívne ovplyvňuje koreňovú aktivitu rastlín,

zvyšuje využiteľnosť živín zo základného hnojenia N a ostatnými živinami,

priamo pôsobí na rozhodujúce biochemické procesy v rastline,

zintenzívňuje fyziologické procesy rastlín,

posilňuje protistresovú odolnosť rastlín,

zlepšuje kondíciu rastlín.

- Campofort Garant Ca – aplikácia na základe výživového stavu porastu v druhej časti

vegetácie. Používa sa tam, kde pôdne a poveternostné podmienky obmedzujú príjem

Ca (kyslá pôdna reakcia, sucho).

Cena: 1,29 €/ liter

Zloženie: 15 % N, 7,5 % CaO, mikroelementy Mg, B, Mn, Fe, Cu

Účinok:

prítomná biostimulačná látka urýchľuje zapojenie Ca do fotosyntetických procesov,

obsiahnutý N podporuje prenikanie Ca cez listy do rastliny.

Materiál a metódy

41

- Campofort Garant K – aplikácia s bežnými prípravkami na ochranu rastlín ako jesenná

kvalitatívna dávka.

Cena: 1,32 €/ liter

Zloženie: 13,4 % N, 11 % K2O, 11 % S

Účinok:

zlepšuje odolnosti rastlín cukrovej repy proti suchu,

riadi celý systém transportu a ukladania cukrov do buliev,

má priamy vplyv na cukornatosť.

3.1.4 Spôsob založenia pokusu, faktory a ich úrovne

Poľný polyfaktorový pokus bol v každom roku (2005, 2006, 2007) založený

metódou delených dielcov (Ehrenbergerová, 1995), pričom stupne faktorov boli

rozmiestnené v náhodnom usporiadaní (obr. 8).

Rozmery parcely:

Veľkosť pokusného variantu: 5,4 m x 6 m

Veľkosť pokusnej plochy: 32,4 m x 70 m

Pestovateľský spon: 0,45 m x 0,16 m

Počet opakovaní: 3

Faktory pokusu a úrovne faktorov:

Pestovateľský ročník: 2005, 2006, 2007

Odroda

Úrovne odrody:

Takt Terano Radek Federica

Ošetrenie

Úrovne ošetrenia: kontrola (MH + NPK) Atonik (MH + NPK) Campofort (MH + NPK)

Materiál a metódy

42

3.1.5 Termín aplikácie prípravkov

Atonik

Aplikoval sa ručne neseným postrekovačom v dvoch termínoch uvedených podľa

schémy (na základe odporúčania výrobcu Asahi Chemical, Japonsko):

Rastový stimulátor Dávka (l.ha-1) Fáza repy 1. Atonik 0,6 4. – 6. listov (14 – 16 BBCH)

2. Atonik 0,6 pred uzavretím porastu (30 -31 BBCH)

Aplikačná dávka na určené úrovne ošetrenia (b2, 12 variantov o výmere 388,8 m2)

bola 0,023 l. Táto dávka bola riedená v 8 litroch vody.

Termíny postrekov v jednotlivých pokusných rokoch sú uvedené v tabuľke 7.

Campofort

Prvý postrek listového hnojiva bol aplikovaný v dávke a rastovej fáze cukrovej

repy podľa uvedenej schémy (paušálna aplikácia). Druhá aplikácia bola uskutočnená

na základe agrochemického rozboru rastlín, kde z výsledkov deficitnej živiny bolo

aplikované príslušné listové hnojivo radu Campofort. Vzorka nadzemnej biomasy rastlín

bola odobratá vo fáze 5. až 6. listu repy (15. – 16. BBCH) na každom variante náhodným

spôsobom. Biochemické analýzy vzoriek boli vykonané spoločnosťou Agra Group, a.s.

Výsledky analýz sú uvedené v tabuľke 44 v prílohe. Tretia aplikácia listového hnojiva bola

vykonaná v uvedenej dávke a fáze. Každá dávka listového hnojiva bola aplikovaná ručne

neseným postrekovačom. Pri jednotlivých aplikáciách ako aj technike odberu sme

postupovali podľa metodiky Baier et al. (1988).

0 a4b1 a1b2 a2b3 a3b1 0

3. Opak 0 a4b3 a1b1 a2b2 a3b3 0

0 a4b2 a1b3 a2b1 a3b2 0

0 a2b1 a3b2 a4b3 a1b1 0

2. Opak 0 a2b2 a3b3 a4b1 a1b2 0

0 a2b3 a3b1 a4b2 a1b3 03 m

0 a1b3 a2b1 a3b2 a4b3 0

1. Opak 0 a1b2 a2b3 a3b1 a4b2 0 1m

0 a1b1 a2b2 a3b3 a4b1 0 6m

5,4m

70 m

32,4 m

ÚROVEŇ OŠETRENIA

a1 b1

a2 b2

a3 b3

a4 0

Terano

ODRODY

Radek

Federica

kontrola

Atonik

Campofort

nulová parcelka

Takt

Obrázok 8 Plán pokusu

Materiál a metódy

43

Listové hnojivo Dávka (l.ha-1) Fáza repy 1. CAMPOFORT Fortestim – beta 7 4. – 6. listov (14 – 16 BBCH)

2. CAMPOFORT podľa AVS 10 9. – 10. listov (19 - 31 BBCH)

3. CAMPOFORT Garant K 10 v druhej polovici vegetácie (42 BBCH)

Aplikačná dávka na určené úrovne ošetrenia (b3, 12 variantov o výmere 388,8 m2)

bola pri prvej aplikácii 0,3 l riedená v 8 litroch vody, druhá a tretia dávka bola 0,4 l a bola

riedená v 8 litroch vody.

Termíny postrekov v jednotlivých pokusných rokoch sú uvedené v tabuľke 7.

3.1.6 Agrotechnika pokusu, pracovné operácie

Základné jesenné hnojenie (P, K) bolo vykonávané bilančnou metódou na úrodu

50 t.ha-1 na základe agrochemického rozboru pôdy (vzorky pôdy odoberané do hĺbky 0-0,6m)

(tab. 4 a 5). Zároveň sa aplikoval maštaľný hnoj v dávke 25 t.ha-1.

Podľa rozborov pôdy bola každoročne na jar (tab. 6) vypočítaná potreba N

v čistých živinách, ktorá bola nahradená hnojivom vo forme DASA 26/13.

Analýzy pôdnych vzoriek boli vykonávané v laboratóriu Strediska biológie

a ekológie rastlín SPU Dolná Malanta.

Tabuľka 4 Agrochemický rozbor pôdy pred založením pokusu v každom roku(1)

P K Mg Na Mn Zn (CO3)2- HumusTermín

odberu mg.kg-1 % pH

jeseň 2004 32 218 350 27 14,3 0,6 0,16 1,17 5,66 jeseň 2005 55 348 19,6 310 15,3 1,5 0,14 2,03 5,71 jeseň 2006 38 365 19,6 260 14,4 1,6 0,13 1,56 5,64

(1)P – podľa Egnera; K, Mg – atómovou absorbčnou spektrofotometriou vo výluhu Mehlich III; Na – podľa Riňkinsa; Mn, Zn - atómovou absorbčnou spektrofotometriou vo výluhu DTPA; (CO3)

2- - na Jankovom vápnomere; humus – podľa Ťurina

Tabuľka 5 Aplikované dávky P a K v čistých živinách

Termín aplikácie Aplikovaná

dávka P Aplikovaná dávka K

jeseň 2004 (25.10.2004) - 50 kg.ha-1 jeseň 2005 (5.9.2005) - 25 kg.ha-1 jeseň 2006 - -

Tabuľka 6 Agrochemický rozbor pôdy (obsah N) na jar pred založením pokusu(2)

Termín odberu pôdnej vzorky Obsah Nan (0,6m) Aplikovaná dávka N

jar 2005 (5.4.2005) 10,10 mg.kg-1 110 kg.ha-1 jar 2006 (5.4.2006) 18,85 mg.kg-1 102,7 kg.ha-1 jar 2007 56,40 mg.kg-1 56,4 kg.ha-1

(2)N – podľa Kjeldahla

Materiál a metódy

44

Predplodinou cukrovej repy bola pšenica letná - forma ozimná. Obrábanie pôdy

a spôsob založenia porastu boli v súlade so zásadami technológie pestovania cukrovej repy

s výsevom na konečnú vzdialenosť (0,16 m x 0,45 m). Výsev bol uskutočnený

12-riadkovou pneumatickou sejačkou Unicorn Kleine.

V priebehu vegetácie boli prevedené agrotechnické opatrenia a pracovné operácie

uvedené v tabuľke 7 a 8. Zber bol realizovaný ručne z dvoch vopred stanovených úrodových

riadkov pre vyhodnotenie kvantity a kvality úrody. Zvyšok porastu bol pozbieraný

trojriadkovým zberačom pre cukrovú repu.

Tabuľka 7 Prehľad agrotechnických prác v jednotlivých pokusných rokoch Termín Termín Termín Agrotechnické práce

2004/2005 2005/2006 2006/2007 Zber predplodiny 20.7.2004 18.7.2005 21.7.2006 Podmietka – ošetrenie podmietky 9. – 10.8.2004 9.8.2005 8. – 9.8.2006 Odber pôdnych vzoriek pre agrochemický rozbor

27.8.2004 30.8.2005 15.8.2006

Hnojenie maštaľným hnojom 25.10.2004 6.9.2005 23.8.2006 Hnojenie P, K 25.10.2004 5.9.2005 - Stredná orba 26.10.2004 7.9.2005 24. – 25.8.2006 Hlboká orba + urovnanie povrchu 17.11.2004 27.10.2005 23.11.2006 Odber pôdnych vzoriek pre zistenie obsahu N

5.4.2005 5.4.2006 12.3.2007

Hnojenie N 7.4.2005 13.4.2006 27.3.2007 Predsejbová príprava pôdy 3.5.2005 24.4.2006 29.3. – 1.4.2007 Sejba 3.5.2005 25.4.2006 4.4.2007

1. aplikácia herbicídov 17.5.2005

Betanal Expert (1 l.ha-1) Lontrel 300 (0,15 l.ha-1)

5.5.2006 Betanal Progres (1,15 l.ha-1)

Lontrel 300 (0,3 l.ha-1)

12.4.2007 Cosmic (4 l.ha-1)

2. aplikácia herbicídov

25.5.2005 lokálne Lontrel 300 (0,3 l.ha-1) Tandem Stefes (2,5 l.ha-1)

23.5.2006 Betanal (1,5 l.ha-1)

Lontrel 300 (0,3 l.ha-1) Venzar (200 g.ha-1)

17.5.2005 Betanal Expert (1 l.ha-1) Safari 70 WG (30 g.ha-1)

3. aplikácia herbicídov

9.6.2005 Betanal Expert (1,5 l.ha-1) Lontrel 300 (0,4 l.ha-1) Agil 100 EC (1 l.ha-1)

21.6.2006 Betanal (1,5 l.ha-1)

Lontrel 300 (0,3 l.ha-1) Venzar (200 g.ha-1)

14.5.2007 Agil 100 (0,7 l.ha-1)

4. postemergentná aplikácia herbicídov

- -

21.5.2007 Betanal Expert (1,2 l.ha-1)

Goltix Top (0,5 l.ha-1) Safari 50 GW (30 g.ha-1)

5. postemergentná aplikácia herbicídov

- -

7.6.2007 Betanal Expert (1,2 l.ha-1)

Goltix Top (0,5 l.ha-1) Safari 50 GW (30 g.ha-1)

Atonik – 1. aplikácia 2.6.2005 25.5.2006 24.5.2007 Campofort – 1. aplikácia 2.6.2005 25.5.2006 24.5.2007 Campofort – 2. aplikácia 24.6.2005 19.6.2006 12.6.2007 Atonik – 2. aplikácia 24.6.2005 19.6.2006 12.7.2007 Campofort – 3. aplikácia 20.7.2005 14.7.2006 12.7.2010 Zber 28.9.2005 3.10.2006 3.10.2007

Materiál a metódy

45

Tabuľka 8 Prehľad pracovných operácií v jednotlivých pokusných rokoch Termín Termín Termín Pracovné operácie

2005 2006 2007 Vymeriavanie pokusu 23. 5. 2005 12.6.2006 15.5.2007 Inventarizácia porastu 29. 5. 2005 12.6.2006 15.5.2007 1. rastová analýza (A(1) + W(2)) 1. 6. 2005 9.6.2006 - Odber vzoriek R pre AVS(3) 10. 6. 2005 12.6.2006 5.6.2007 2. rastová analýza (A) 13. 6. 2005 28.6.2006 - 2. rastová analýza (W) 15. 6. 2005 28.6.2006 - 3. rastová analýza (A) 1. 7. 2005 17.7.2006 - 3. rastová analýza (W) 6. 7. 2005 17.7.2006 - 4. rastová analýza (A + W) 19.7.2005 31.7.2006 - 5. rastová analýza (A + W) 2.8.2005 21.8.2006 - 6. rastová analýza (A + W) 17.8.2005 12.9.2010 - 7. rastová analýza (A + W) 22.9.2005 26.9.2006 - Inventarizácia porastu 27.9.2005 2.10.2006 2.10.2007

(1)A – merania pre výpočet veľkosti listovej plochy; (2)W – odber vzoriek pre stanovenie sušiny; (3)AVS – odber vzoriek pre zistenie aktuálneho výživového stavu rastlín

3.2 Experimentálne pozorovania a hodnotenia

3.2.1 Hlavné ukazovatele hodnotenia pokusu

Úroda buliev cukrovej repy – Ub (Rybáček et al., 1985)

Ub = 1000

hr , t.ha-1 (1)

kde: Ub – úroda buliev, t.ha-1 r – počet jedincov pred zberom, ks.ha-1 h – priemerná hmotnosť buľvy, kg

Stanovila sa pri zbere cukrovej repy odvážením buliev pozbieraných ručne z dvoch

riadkov každého variantu. Následne bola hmotnosť buliev prerátaná v t.ha-1.

Digescia – Dg (cukornatosť ) (˚S)

Z každého pokusného variantu bola odobraná vzorka štyroch buliev, pričom počet

buliev v priemernej vzorke bol 12 (z troch opakovaní). Celkový počet priemerných vzoriek

bol 12 (3 úrovne ošetrenia a 4 odrody).

Hodnota cukornatosti bola stanovená na holandskej rozborovej linke VENEMA

vo VŠÚ Selekt a.s. Bučany.

Súčasne s cukornatosťou bol stanovený aj obsah melasotvorných látok: K+, Na+

a α – amíno N (mmol.100g-1 repy).

Materiál a metódy

46

Na základe týchto ukazovateľov boli vypočítané ďalšie ukazovatele:

Výťažnosť rafinády – B (Reinefeld et al., 1974) (2)

B = Dg [(K Na) 0,343 (0,094 α N) 0,29], %

kde : B – výťažnosť rafinády, % Dg – digescia, ˚S K, Na – koncentrácia K+ a Na+, mmol.100g-1 repy α N – koncentrácia α – amino N, mmol.100g-1 repy

Úroda rafinády

Uraf =100

BU b , t.ha-1 (3)

kde: Uraf – úroda rafinády, t.ha-1 Ub – úroda buliev, t.ha-1 B – výťažnosť rafinády, %

Úroda polarizačného cukru

Upc = 100

DgU b , t.ha-1 (4)

kde: Upc – úroda polarizačného cukru, t.ha-1 Ub – úroda buliev, t.ha-1 Dg – digescia, °S

3.2.2 Vedľajšie ukazovatele hodnotenia pokusu

Inventarizácia porastu bola zisťovaná na všetkých variantoch vo fáze tvorby 2. listu

rastlín (12 BBCH) (po vzídení porastu). Zisťoval sa počet rastlín na hektár. Druhá

inventarizácia bola vykonávaná pred zberom (47 BBCH). Počet rastlín bol zisťovaný

na každom pokusnom variante na ploche 5,4 m2 (dva úrodové riadky, z ktorých bol

zisťovaný aj počet rastlín pred zberom) a následne bol počet rastlín prerátaný v tis.ha-1.

Termíny inventarizácie sú uvedené v tabuľke 8.

4.2.2.1 Parametre charakterizujúce asimilačný aparát

Dynamika rastu porastu sa mení v čase a priestore v závislosti od druhu plodiny,

vonkajšieho prostredia, ekofyziologických vzťahov v poraste, ako aj od zmien človekom

regulovateľných opatrení (hnojenie, hustota porastu a pod.).

Materiál a metódy

47

Dynamika rastu porastu bola sledovaná počas vegetačného obdobia (Šesták,

Čatský, 1966; Kostrej et al., 1998) vo fenologických fázach uvedených v tabuľke 9.

Termíny jednotlivých meraní a odberov vzoriek sú uvedené v tabuľke 8.

Tabuľka 9 Fenologické fázy odberu vzoriek pre rastovú analýzu Meranie Fenologická fáza

1. meranie 4 – 6 listov (14 – 16 BBCH) 2. meranie 8 – 10 listov (18 – 19 BBCH) 3. meranie uzatváranie porastu (30 BBCH) 4. meranie zapojený porast (39 BBCH) 5. meranie porast zapojený 3 týždne (42 BBCH) 6. meranie porast zapojený 6 – 8 týždňov (44 BBCH) 7. meranie zberová zrelosť (45 BBCH)

Stanovenie veľkosti listovej plochy – A

Lineárnymi meraniami, ktoré boli uskutočnené v uvedených fenologických fázach

rastu (tabuľka 9), bola zistená maximálna dĺžka /a/ a maximálna šírka /b/ listov

nedeštrukčnou metódou (Šesták, Čatský, 1966). Merané boli všetky listy vždy na troch

rovnakých vybraných rastlinách na každom variante v 6. riadku. Výpočet listovej plochy

bol urobený zo súčinu nameranej maximálnej dĺžky /a/, maximálnej šírky /b/

a prepočítavacieho koeficientu /k/, ktorý je pre cukrovú repu 0,76 (Lazarov, 1965). Listová

plocha bola prerátaná na jednu rastlinu.

A = a . b . k, m2 (5)

Výpočet LAI (Index listovej pokryvnosti) – vyjadruje vzťah medzi listovou plochou

porastu a plochou pôdy

P

ALAI , m2 . m-2 (6)

A – veľkosť listovej plochy, m2 P – plocha pôdy, m2

4.2.2.2 Parametre charakterizujúce rastový proces

Stanovenie hmotnosti sušiny – W

Pre výpočet ukazovateľov rastovo – produkčného procesu bola zistená hmotnosť

čerstvej a suchej hmoty (W) troch priemerných rastlín z každého variantu na začiatku

a na konci určitého časového obdobia (t1, t2, /deň/). Po odobratí vzoriek boli tieto po opratí

ako aj po následnom vysušení odvážené (hmotnosť buľvy a hmotnosť listov), následne

bola hmotnosť prerátaná na jednu rastlinu.

Materiál a metódy

48

Stanovenie sušiny jednotlivých rastlín bolo uskutočnené v laboratóriu Strediska

biológie a ekológie rastlín Dolná Malanta.

Výpočet NAR (Čistý výkon fotosyntézy) – vyjadruje priemerný prírastok celkovej

hmotnosti sušiny na jednotku asimilačnej plochy. Najvšeobecnejší tvar vzťahu je:

Adt

dWNAR

1 , g. m-2 . deň-1 (7)

A – priemerná veľkosť listovej plochy, m2 dW – prírastok celkovej sušiny, g dt – časové obdobie, deň

Ak A v závislosti na W má lineárny priebeh, potom:

12

12

12

12 lnln

tt

AA

AA

WWNAR

, g . m-2 . deň-1 (8)

Ak A prirastá v kvadratickej závislosti na W, tak NAR vyjadrujeme vzťahom:

1212

12 2

ttAA

WWNAR

, g . m-2 . deň-1 (9)

W2, W1 – hmotnosť sušiny v čase t2, t1, g A2, A1 – veľkosť listovej plochy v čase t2, t1, m

2 t2, t1 – definované časové obdobie, deň

3.2.3 Kritické termodynamické fázy cukrovej repy

Spôsob výpočtu a hodnotenie

Na základe metódy termodynamickej analýzy sústavy rastlina – prostredie (Kudrna,

1979) bol hodnotený priebeh zmien vnútornej energie ∆U (charakterizuje úrodu sušiny)

pre posúdenie energetických transformácii v rozhodujúcich termodynamických fázach

rastu cukrovej repy. Hodnotenie bolo uskutočnené prostredníctvom pomeru príkonu

energie z tepla a príkonu energie zo zrážok a tiež z hodnôt maximálnej (Ymax) a minimálnej

(Ymin) úrody.

Vyhodnotenie priebehu zmien vnútornej energie sústavy rastlina – prostredie bolo uskutočnené po treťom roku pokusov.

Materiál a metódy

49

Množstvo transformovanej kinetickej energie na potenciálnu bolo vyjadrené vzťahmi:

c

prod

t

YT

s

prod

h

YS (10)

T – súčiniteľ pre teploty S – súčiniteľ pre zrážky Yprod – produktívna úroda, t.ha-1 tc – suma teplôt za vegetáciu plodiny (Σx td) hs – úhrn zrážok za vegetáciu plodiny (Σ z mm)

Na základe týchto vzťahov bol vypočítaný podiel teplôt (Yt) na úrode a podiel

zrážok (Yhs) na úrode nasledovne:

cnt tTY snhs hSY (11)

T – súčiniteľ pre teploty tcn – teplota vzduchu za sledované obdobie S – súčiniteľ pre zrážky hSn – zrážky za sledované obdobie

Hodnota úrody Yt alebo Yhs predstavuje množstvo energie sústavy, ktorá je

v príslušnom období k dispozícii pre určitú výšku úrody, t.j. zmenu celkovej vnútornej

energie sústavy (∆U).

hstsncnsns

cnc

YYhStThh

Yt

t

YU . (12)

U – celková zmena vnútornej energie, ktorá charakterizuje úrodu suchej hmoty Y – úroda plodiny, t.ha-1 tcn – teplota vzduchu za sledované obdobie tc – suma teplôt za vegetáciu plodiny (Σx td) hsn – zrážky za sledované obdobie hs – úhrn zrážok za vegetáciu plodiny(Σ z mm)

Na základe výpočtov zmien vnútornej energie bola zostavená termodynamická

krivka.

Fenologické fázy v prvom vegetačnom roku cukrovej repy (Pulkrábek, 2004):

0. prebudenie semena v pôde (klíčenie) (01 BBCH), 1. vzchádzanie (10 BBCH), 2. rozvinutie prvého páru pravých listov (11 BBCH), 3. – 7. tvorba 2. až 5. páru pravých listov (14. – 19. BBCH), 8. uzatváranie porastu (31 BBCH), 9. zapojený porast (42 BBCH), 10. začiatok hromadného odumierania listov (46 BBCH), 11. technologická zrelosť (47 BBCH).

Materiál a metódy

50

3.3 Výpočet koeficientu ekonomickej efektívnosti

Efektívnosť ošetrenia bola vyjadrená koeficientom ekonomickej efektívnosti (KEE)

podľa vzťahu (Fecenko, Ložek, 2000):

N

PK EE (13)

kde: P – prírastok úrody v dôsledku ošetrenia, € N – prírastok nákladov na ošetrenie (náklady na prípravky, náklady

za dopravu a aplikáciu prípravkov a náklady na zber prírastku úrody), €

Pre výpočet KEE sme vychádzali z nákladov na prípravky a ich aplikáciu

v pokusných rokoch 2005 – 2007, ktoré sú uvedené v tabuľke 10 a zo stanovenej ceny

1 tony cukrovej repy pri štandardnej kvalite 16 °S (tabuľka 11). Pri cukornatosti pod 13 °S

a nad 20 °S sa nevykonáva žiadne ďalšie zvyšovanie, resp. znižovanie zmluvného

množstva.

Tabuľka 10 Vstupné údaje pre výpočet KEE Prípravok Cena prípravku Náklady na dopravu a aplikáciu Atonik 30 €/l Campofort 1,60 €/l

10 – 11 €

Tabuľka 11 Cena cukrovej repy v jednotlivých rokoch (Meravá, 2009)

3.4 Použité štatistické metódy vyhodnotenia pokusu

Štatistické vyhodnotenie výsledkov experimentu bolo spracované prostredníctvom

programov Statgraphics Plus for Windows a MS Excel.

Výsledky hlavných aj vedľajších ukazovateľov sa hodnotili použitím štatistických

metód ako sú viacfaktorová analýza rozptylu s testovaním rozdielu priemerných hodnôt

testom LSD (low significant differences) pri hladine významnosti p (0,05), korelačná

a regresná analýza (Stehlíková, 1998; Stehlíková, Škulecová, 1998).

Ročník Cena cukrovej repy (€/t) 2005 47,21 2006 32,86 2007 29,78

Výsledky a diskusia

51

4 Výsledky a diskusia

4.1 Kvantitatívne a kvalitatívne ukazovatele cukrovej repy ovplyvnené

sledovanými faktormi

4.1.1 Pestovateľský ročník

Priemerné hodnoty sledovaných ukazovateľov dosiahnuté v jednotlivých

pestovateľských ročníkoch 2005 – 2007 sú uvedené v tabuľke 12.

Tabuľka 12 Priemerné hodnoty sledovaných ukazovateľov (2005 – 2007)

Úroda buliev a digescia

Pestovateľský ročník ovplyvnil úrodu buliev štatisticky preukazne (p = 0,0425,

LSD0,05 = 3,20) (graf 3, tabuľka 1 a 2 v prílohe). V sledovanom roku 2005 bola dosiahnutá

priemerná úroda buliev 61,15 t.ha-1. Podľa priebehu teplôt (graf 1), môžeme rok 2005

charakterizovať ako veľmi priaznivý, pričom teploty zodpovedali potrebám cukrovej repy

počas vegetácie v jednotlivých mesiacoch. Teplota sa pohybovala na úrovni dlhodobého

normálu (1951 – 1980). Podstatne odlišný bol priebeh zrážok (graf 2) pri porovnaní

s dlhodobým normálom. Striedali sa normálne, suché a vlhké mesiace, predovšetkým

v auguste a septembri, čo naštartovalo rast a tým priaznivo ovplyvnilo tvorbu úrody.

Prvá polovica roku 2006 bola teplotne vyrovnaná, júl bol veľmi teplý, no naopak

august veľmi studený pri porovnaní s normálom. Rovnako ako v roku 2005 aj v roku 2006

boli veľké výkyvy v úhrne zrážok, no pokles úhrnu zrážok v septembri 2006 spôsobil

vyššie úrody buliev a digescie v porovnaní s rokom 2005. Napriek tomu bol rozdiel

štatistický nepreukazný.

Ročník Ukazovateľ

2005 2006 2007

úroda buliev (t.ha-1) 61,15 63,13 59,00

digescia (°S) 17,04 17,16 14,98

úroda rafinády (t.ha-1) 8,85 8,63 7,24

výťažnosť rafinády (%) 14,51 13,68 12,26

úroda polarizačného cukru (t.ha-1) 10,41 10,83 8,84

obsah α-amino N (mmol.100g-1 repy) 4,04 5,81 4,17

obsah Na+ (mmol.100g-1 repy) 1,38 1,99 1,64

obsah K+ (mmol.100g-1 repy) 4,03 5,69 4,28


52

Rok 2007 bol veľmi teplý. Teploty v prvej polovici roka sa pohybovali

nad úrovňou normálu, čo spôsobilo pomalý štart a následný vývin porastu. Nedostatok

zrážok sa prejavil aj na úrode buliev. Bola dosiahnutá najnižšia priemerná úroda 59,00 t.ha-1

(štatistický preukazný rozdiel).

Ako uvádza Pulkrábek et al. (2008), cukrová repa je zvlášť citlivá na sucho

po zrážkovo bohatom období, kedy sa vytvorí bohatý listový aparát, ktorý potom ľahko

vädne a odumiera. Prebytok vlahy na jeseň zvýši úrodu buliev na úkor cukornatosti

obzvlášť pri nižších teplotách.

Graf 2. Priebeh zrážok v pestovateľských rokoch 2005, 2006, 2007 a porovnanie

s klimatickým normálom (1961-1990)

0

20

40

60

80

100

120

I II III IV V VI VII VIII IX X XI XIImesiace

zráž

ky (m

m)

Normál 1961-90rok 2005rok 2006rok 2007

Graf 1 Priebeh teplôt v pestovateľských rokoch 2005, 2006, 2007 a ich porovnanie s klimatickým normálom (1961 – 1990)

-5

0

5

10

15

20

25

I II III IV V VI VII VIII IX X XI XII

mesiace

tepl

oty

(ºC

)

Normál 1961-1990rok 2005rok 2006rok 2007


53

Cukornatosť bola ročníkom ovplyvnená štatisticky vysoko preukazne (p = 0,0000,

LSD0,05 = 0,21) (graf 4, tabuľka 5 a 6 v prílohe). V roku 2005 a 2006 dosiahla cukrová repa

cukornatosť rovnako 16 °S, v roku 2007 ani nie 15 °S. Pre priaznivú tvorbu cukru

je vo všeobecnosti potrebný nižší úhrn zrážok od konca júla do konca októbra. Ako je

vidieť v grafe 2, úhrn zrážok od augusta v každom pokusnom roku prevyšoval potrebný

úhrn zrážok, a tým negatívne ovplyvnil ukladanie cukru v buľvách. Ako uvádzajú

Zahradníček a Kohout (2004), nerovnomerné rozloženie zrážok na konci vegetácie sa

prejavuje pri cukrovej repe retrovegetáciou. To, že cukrová repa začína vytvárať nové listy

na úkor sacharózy, sa prejavuje zníženou cukornatosťou až o 1,2 – 1,6 %. Súčasne

dochádza k biochemickým a fyziologickým zmenám, čoho výsledkom je zhoršenie

technologickej kvality (nárast obsahu škodlivých látok popola, K+, Na+, N látok).

Viacerí autori (Carter et al, 1974; Petr et al, 1987; Kargl – Pýcha, 1957; Černý

2001, 2002, 2003, 2007; Pačuta et al., 1998, 2003; Fecková 2005; Kenter, Hoffmann,

2003; Tohidloo et al, 2004; Abd-El-Motagally, 2004; Pulkrábek et al, 1998 a i.) potvrdili

na základe svojich pokusov kladný korelačný vzťah medzi množstvom zrážok počas

vegetácie a úrodou buliev a negatívny korelačný vzťah medzi množstvom zrážok

a cukornatosťou. Negatívnu závislosť medzi úrodou buliev a cukornatosťou môžeme

potvrdiť v pokusných rokoch 2005 a 2006 (r = -0,03) (tabuľka 33 v prílohe). Len slabá

korelačná závislosti bola zistená v roku 2007 (r = 0,09) (tabuľka 34 v prílohe). Cukrová

repa vyžaduje v počiatočnom vývoji také počasie, kedy sa so stúpajúcou teplotou zvyšuje

aj úhrn zrážok. Na konci vegetácie je potrebné, aby od začiatku septembra s postupne

klesajúcou teplotou klesali aj zrážky. V našom prípade v roku 2007 cukrová repa

nedostatočne technologicky vyzrela.

Means and 95,0 Percent LSD Intervals

rok

urod

a bu

liev

2005 2006 200757

59

61

63

65

Graf 3 Úroda buliev v závislosti od pestovateľského ročníka


rok

dige

scia

2005 2006 200714

15

16

17

18

Graf 4 Digescia v závislosti od pestovateľského ročníka


54

Úroda rafinády a výťažnosť rafinády

Najvyššia úroda rafinády bola dosiahnutá v roku 2005 (8,85 t.ha-1), najnižšia

v zrážkovo nevyrovnanom, suchom a teplom roku 2007 (7,24 t.ha-1). Rozdiely medzi

rokmi boli štatisticky vysoko preukazné (p = 0,0000, LSD0,05 = 0,46) (graf 5, tabuľka 9

a 10 v prílohe).

Výťažnosť rafinády bola ročníkom ovplyvnená štatisticky vysoko preukazne

(p = 0,0000, LSD0,05 = 0,24) (graf 6, tabuľka 13 a 14 v prílohe). Podobne, ako úroda

rafinády, aj výťažnosť rafinády bola najvyššia v roku 2005 (14,51 %) a najnižšia v roku

2007 (12,26 %).


Ročník ako taký ovplyvnil úrodu

polarizačného cukru vysoko preukazne

(p = 0,0000, LSD0,05 = 0,54) (graf 7,

tabuľka 17 a 18 v prílohe). Úroda

polarizačného cukru kopírovala

vo všetkých rokoch úrodu buliev. Rozdiel

medzi rokmi 2005 a 2007 bol 1,57 t.ha-1

a medzi rokmi 2006 a 2007 bol 1,98 t.ha-1.


rok

urod

a ra

fina

dy

2005 2006 20077

7,4

7,8

8,2

8,6

9

9,4

Graf 5 Úroda rafinády v závislosti od pestovateľského ročníka


rok

vyta

znos

t raf

inad

y

2005 2006 200712

12,5

13

13,5

14

14,5

15

Graf 6 Výťažnosť rafinády v závislosti od pestovateľského ročníka


rok

urod

a P

C

2005 2006 20078,5

9

9,5

10

10,5

11

11,5

Graf 7 Úroda polarizačného cukru v závislosti od pestovateľského ročníka


55

Obsah melasotvorných látok

Pri posudzovaní kvality cukrovej repy sa sústreďuje pozornosť na účinok

melasotvorných zložiek v zmysle ich účinku na výťažnosť rafinády alebo strát cukru

v melase. Medziročný rozdiel v obsahu melasotvorných látok bol štatisticky vysoko

preukazný (tabuľky 21, 22, 25, 26, 29, 30 v prílohe). Najnižší obsah Na+, K+, αN bol

zaznamenaný v roku 2005. Opačný trend v obsahu uvedených prvkov nastal v roku 2006,

ktorý bol na konci vegetácie teplý a suchý (graf 8, 9 a 10).

Abd-El-Motagally (2004) uvádza, že obsah Na+, K+ je ovplyvnený suchom

a teplom. V jeho pokuse došlo k zníženiu Na+ a K+ pri vyššej teplote a nedostatku zrážok,

teda pod vplyvom stresu zo sucha. V našom pokuse sme zaznamenali opačný trend obsahu

melasotvorných látok. Naše zistenie sa zhoduje so zistením Feckovej (2005) a Rothovej

(2008), pričom mnohí ďalší autori potvrdzujú závislosť obsahu melasotvorných prvkov

od priebehu počasia (Reinefeld et al, 1974; Rybáček, 1985; Pačuta et al, 2003 a i.).

Najvyššie hodnoty obsahu αN súviseli taktiež so suchými podmienkami (nízky

hydrotermický koeficient) (Petr et al, 1987; Bittner, 2006).

Graf 8 Obsah Na+ v závislosti od pestovateľského ročníka


rok

obsa

h N

a

2005 2006 20071,3

1,5

1,7

1,9

2,1


rok

obsa

h K

2005 2006 20073,9

4,3

4,7

5,1

5,5

5,9

Graf 9 Obsah K+ v závislosti od pestovateľského ročníka

Graf 10 Obsah α-aminoN v závislosti od pestovateľského ročníka


rok

obsa

h N

2005 2006 20073,9

4,3

4,7

5,1

5,5

5,9

6,3


56

Kvalita cukrovej repy, predovšetkým anorganické katióny, fosfor a obsah N

zlúčenín, sú zvyčajne ovplyvnené nedostatkom zrážok počas vegetácie (Bell et al, 1996).

V dôsledku toho je medzi obsahom cukru a α-amino N negatívna korelačná závislosť.

Predpokladom je, že akumulácia N zlúčenín v bunkách rastlín repy bráni akumulácií cukru

(Shore et al., 1982).

Nedostatok zrážok je považovaný viacerými autormi za limitujúci faktor produkcie

cukrovej repy (Chmielewski, 1999; Rybáček et al., 1985; Petr et al., 1987; Černý et al.,

2002; Pačuta et al., 2004; Pačuta, Fecková, 2005; Pidgeon et al., 2006). Nedostatok vody

negatívne redukuje rast rastliny, akumuláciu sušiny a konečnú úrodu buliev, zároveň

aj úrodu cukru od 16 – 52 % v závislosti od termínu obdobia stresu počas vegetácie. Podľa

Choluj et al. (2004), ak sucho zastihne rastlinu cukrovej repy na začiatku vývinu, vo fáze

tvorby listov, podieľa sa na znížení obsahu dôležitých necukorných zložiek ako K+

a α-amino N v konečnej úrode, teda iba nepatrne redukuje cukor v melase. Pokiaľ sa stres

zo sucha prejavil na konci vegetačného obdobia cukrovej repy, rastliny mali oveľa väčšiu

schopnosť obnoviť ich rast.

Na základe dosiahnutých výsledných úrod musíme prikladať veľký význam

aj priebehu teplôt počas vegetácie. Rok 2007 je v období vegetácie charakterizovaný ako

veľmi teplý, čo sa odzrkadlilo aj na dosiahnutých najnižších parametroch úrody a kvality.

Podľa Freckleton et al. (1999), existuje silná korelačná závislosť medzi priemernými

teplotami a zrážkami v priebehu júla a augusta a úrodou cukrovej repy, ako aj priemernými

teplotami počas apríla a dĺžkou obdobia od sejby po zber. Dôležitosť vplyvu skorého

zapojenia porastu na úrodu cukrovej repy vyzdvihli Scott a Jaggard (1993), ktorí tvrdia,

že konečné úrody cukrovej repy sú silne ovplyvnené množstvom svetla zachyteného

rastlinou na začiatku leta.

Iní autori (Pačuta et al., 2000; Jozefyová et al., 2003) sa zhodujú, že technologická

kvalita buliev cukrovej repy preukazne závisí od priebehu zrážok a teplôt v mesiacoch

september a október. S poznatkami vyššie uvedených autorov sa stotožňuje aj Švachula

(1999b), pričom dodáva, že existuje kladná závislosť medzi cukornatosťou a teplotami.

Je pravda, ako uvádza Minx (1999), že obnova listovej ružice po vyššom úhrne zrážok,

ktorý nasledoval po dlhšom období sucha, vedie k spotrebe cukru uloženom v buľve

cukrovej repy. Na druhej strane, pokiaľ je fotosyntetický systém dostatočne výkonný

a zdravý, jesenný prírastok cukornatosti môže dosiahnuť vysoké hodnoty. Ako uvádza

autor vo svojej práci, cukornatosť vzrástla počas októbra o 1,42 % (absol.).


57

4.1.2 Odroda

Hodnoty sledovaných ukazovateľov dosiahnuté pri jednotlivých zaradených

odrodách v priemere pokusu sú uvedené v tabuľke 13.

Tabuľka 13 Priemerné hodnoty sledovaných ukazovateľov dosiahnuté odrodami

odroda Ukazovateľ

Takt Terano Radek Federica

úroda buliev (t.ha-1) 63,48 61,04 62,37 57,48

digescia (°S) 16,41 16,26 15,92 16,98

úroda rafinády (t.ha-1) 8,49 8,13 8,09 8,25

výťažnosť rafinády (%) 13,26 13,28 13,00 14,40

úroda polarizačného cukru (t.ha-1) 10,49 9,95 9,91 9,75

obsah α-amino N (mmol.100g-1 repy) 4,78 4,79 5,16 3,98

obsah Na+ (mmol.100g-1 repy) 1,80 1,72 1,88 1,27

obsah K+ (mmol.100g-1 repy) 5,22 4,79 4,37 4,29


Do pokusu boli zaradené odrody dvojtolerantné, pričom sa sledovala vhodnosť

pestovania odrôd v konkrétnych podmienkach teplej kukuričnej výrobnej oblasti. Vplyv

odrôd na úrodu buliev bol preukazný, p = 0,0114 (tabuľka 1 v prílohe). V priemere pokusu

dosiahla najvyššiu úrodu buliev odroda Takt (graf 11). V porovnaní s odrodou Terano

(o 2,43 t.ha-1) a Radek (o 1,11 t.ha-1) je rozdiel v úrode buliev nepreukazný (tabuľka 3

v prílohe). Odroda Federica dosiahla nižšiu úrodu buliev (preukazný rozdiel) o 4,88 t.ha-1

v porovnaní s odrodou Radek, o 6,00 t.ha-1 v porovnaní s odrodou Takt a o 3,56 t.ha-1

v porovnaní s odrodou Terano (tabuľka 3 v prílohe).

Vplyv daných odrôd na dosiahnutú cukornatosť bol vysoko preukazný (p = 0,0000,

LSD0,05 = 0,24 (tabuľka 5 a 7 v prílohe). Vyššiu cukornatosť dosiahla odroda Federica

pri nízkej úrode buliev (graf 12). V porovnaní s odrodou Radek bol rozdiel o 1,06 °S,

s odrodou Takt o 0,56 °S a s odrodou Terano o 0,72 °S. Číselné hodnoty sú uvedené

v tabuľke 7 v prílohe. Potvrdili sa charakterové vlastnosti odrody Federica (normálno –

cukornatý typ). V pokusoch Pačutu et al. (2009), kde sa sledovali odrodové charakteristiky,

sa taktiež najvyššou kvalitatívnou vlastnosťou (digescia, výťažnosť rafinády) preukázala

odroda Federica.


58


Jednotlivé odrody neovplyvnili úrodu rafinády preukazne (p = 0,4538, LSD0,05 = 0,53)

(tabuľka 9 a 11 v prílohe). Najvyššiu úrodu rafinády dosiahla odroda Takt (8,49 t.ha-1

v priemere rokov), najnižšiu odroda Radek (8,09 t.ha-1 v priemere rokov) (graf 13).

Dobré kvalitatívne vlastnosti aj pri výťažnosti rafinády potvrdila odroda Federica.

Dosiahla vyššiu výťažnosť rafinády o 1,40 % v porovnaní s odrodou Radek, o 1,14 %

v porovnaní s odrodou Takt a o 1,12% oproti odrode Terano (graf 14). V priemere pokusu

bola výťažnosť rafinády ovplyvnená odrodou vysoko preukazne (p = 0,0000, LSD0,05 = 0,28)

(tabuľka 13 a 15 v prílohe).


Úroda polarizačného cukru nebola preukazne ovplyvnená odrodou (tabuľka 17

v prílohe). Najvyššiu úrodu polarizačného cukru dosiahla odroda Takt (10,46 t.ha-1),

najnižšiu odroda Federica (9,75 t.ha-1) (graf 15, tabuľka 19 v prílohe).


odroda

urod

a bu

liev

Federica Radek Takt Terano55

57

59

61

63

65

67

Graf 11 Úroda buliev v závislosti od odrody


odroda

dige

scia


15,4

15,8

16,2

16,6

17

17,4

Graf 12 Digescia v závislosti od odrody


odroda

vyta

znos

t raf

inad

y


12,5

13

13,5

14

14,5

15

Graf 14 Výťažnosť rafinády v závislosti od odrody


odroda

urod

a ra

fina

dy

Federica Radek Takt Terano7,8

8

8,2

8,4

8,6

8,8

Graf 13 Úroda rafinády v závislosti od odrody


59


Najnižší obsah melasotvorných látok dosiahla odroda Federica. Tento obsah

sa pozitívne prejavil na výťažnosti rafinády, čo môže súvisieť s vyššou odolnosťou odrody

voči stresu spôsobeným suchom, teplom, resp. žiarením. Najvyšší obsah K+ bol zistený

pri odrode Takt (5,22 mmol.100g-1), najvyšší obsah Na+ pri odrode Radek

(1,88 mmol.100g-1). Rozdiely medzi jednotlivými odrodami boli v priemere pokusných

rokov preukazné (tabuľka 21, 23, 25, 27, 29, 31 v prílohe). Obsah melasotvorných látok

je zobrazený v grafoch 16 – 18.


odrodaur

oda

PC


9,7

10

10,3

10,6

10,9

Graf 15 Úroda polarizačného cukru v závislosti od odrody


odroda

obsa

h N


4,1

4,4

4,7

5

5,3

Graf 18 Obsah α-amino N v závislosti od odrody


odroda

obsa

h K


4,4

4,6

4,8

5

5,2

5,4

Graf 17 Obsah K+ v závislosti od odrody


odroda

obsa

h N

a


1,4

1,6

1,8

2

Graf 16 Obsah Na+ v závislosti od odrody


60

Na Slovensku sa cukrová repa pestuje predovšetkým v kukuričnej výrobnej oblasti

v blízkosti cukrovarov. Predpokladom ekonomicky výhodného pestovania cukrovej repy

je aj správny výber odrody pre danú pestovateľskú oblasť. S týmto konštatovaním súhlasia

viacerí autori (Černý, 2007; Pačuta, 2003; Pačuta, Fecková, 2005; Rothová, 2008;

Oršulová, 2007). Vplyv odrody sa na tvorbe úrody podieľa 16 – 27% (Pulkrábek et al.,

1998).

4.1.3 Aplikované listové prípravky

Hodnoty sledovaných ukazovateľov dosiahnuté v priemere pokusu na jednotlivých

úrovniach ošetrenia listovými prípravkami sú uvedené v tabuľke 14.

Tabuľka 14 Priemerné hodnoty sledovaných ukazovateľov dosiahnuté po aplikácií listových prípravkov

Úroveň ošetrenia Ukazovateľ

kontrola Atonik Campofort

úroda buliev (t.ha-1) 60,39 61,84 61,05

digescia (°S) 16,29 16,33 16,56

úroda rafinády (t.ha-1) 8,08 8,30 8,34

výťažnosť rafinády (%) 13,38 13,42 13,66

úroda polarizačného cukru (t.ha-1) 9,85 10,11 10,13

obsah α-amino N (mmol.100g-1 repy) 4,65 4,70 4,67

obsah Na+ (mmol.100g-1 repy) 1,73 1,67 1,61

obsah K+ (mmol.100g-1 repy) 4,62 4,67 4,72


Prípravky štatisticky neovplyvnili, teda nezvýšili úrodu buliev. Ako je vidieť

v grafe 19, úroda buliev bola zvýšená oproti kontrolnej úrovni ošetrenia, avšak dané

zvýšenie nepostačovalo na štatistickú preukaznosť (p = 0,6695, LSD0,05 = 3,20) (tabuľka 1

a 4 v prílohe). Aplikácia Atoniku výraznejšie zvýšila priemernú úrodu buliev o 1,44 t.ha-1

v porovnaní s kontrolou.

Digescia v buľvách cukrovej repy bola aplikáciou listových preparátov zvýšená

štatisticky preukazne (p = 0,0265, LSD0,05 = 0,21) (tabuľka 5 a 8 v prílohe). Cielená

aplikácia Campofortu zvýšila cukornatosť v priemere troch rokov o 0,27 °S oproti kontrole

(priemerná cukornatosť bola 16,56 °S). Rastový stimulátor Atonik zvýšil cukornatosť

o 0,04 °S v porovnaní s neošetrenou kontrolou (graf 20). V priemere troch rokov dosiahla

cukrová repa digesciu 16,33 °S po aplikácií Atoniku (tabuľka 8 v prílohe).


61


Z hľadiska cukrovarníckej technológie je výťažnosť rafinády jedným z hlavných

ukazovateľov kvality cukrovej repy, ktorý súvisí s digesciou a obsahom melasotvorných

látok. Oba tieto sledované parametre boli aplikovanými prípravkami ovplyvnené štatisticky

nepreukazne (pri úrode rafinády p = 0,4908, LSD0,05 = 0,46, pri výťažnosti rafinády

p = 0,0546, LSD0,05 = 0,24) (tabuľka 9, 12, 13 a 16 v prílohe). K preukaznému zvýšeniu

výťažnosti rafinády došlo iba po aplikácií Campofortu o 0,27 % oproti kontrole (graf 21 a 22).


Sledované prípravky Atonik a Campofort zvýšili úrodu polarizačného cukru

v porovnaní s neošetrenou kontrolou (graf 23). Napriek tomu zvýšenie nie

je štatisticky preukazné (p = 0,5317, LSD0,05 = 0,54) (tabuľka 17 a 20 v prílohe).


uroven osetrenia

urod

a bu

liev

Atonik Campofort kontrola58

59

60

61

62

63

64

Graf 19 Úroda buliev v závislosti od aplikovaných prípravkov

Graf 20 Digescia v závislosti od aplikovaných prípravkov


uroven osetrenia

dige

scia

Atonik Campofort kontrola16,1

16,2

16,3

16,4

16,5

16,6

16,7


uroven osetrenia

urod

a ra

fina

dy


8

8,2

8,4

8,6

Graf 21 Úroda rafinády v závislosti od aplikovaných prípravkov

Graf 22 Výťažnosť rafinády v závislosti od aplikovaných prípravkov


uroven osetrenia

vyta

znos

t raf

inad

y


13,3

13,4

13,5

13,6

13,7

13,8


62


Obsah melasotvorného Na+ bol štatisticky preukazne znížený aplikáciou listových

prípravkov (p = 0,0068, LSD0,05 = 0,07) (tabuľka 29 a 32 v prílohe, graf 24). K preukaznému

zníženiu obsahu Na+ došlo predovšetkým na úrovni ošetrenia Campofortom o 0,12 mmol.100g-1

oproti kontrole. Obsah melasotvorného K+ a α-amino N bol po aplikácií oboch listových

prípravkov zvýšený v porovnaní s kontrolou, rozdiely nie sú preukazné (K+: p = 0,3807,

LSD0,05 = 0,14, αN: p = 0,8744, LSD0,05 = 0,20) (tabuľka 21, 24, 25, 28 v prílohe, graf 25 a 26).

Graf 25 Obsah K+ v závislosti

od aplikovaných prípravkov


uroven osetrenia

obsa

h K


4,55

4,6

4,65

4,7

4,75

4,8

Graf 26 Obsah α-amino N v závislosti od aplikovaných prípravkov


uroven osetrenia

obsa

h N


4,6

4,7

4,8

4,9


uroven osetrenia

obsa

h N

a


1,55

1,6

1,65

1,7

1,75

1,8

Graf 24 Obsah Na+ v závislosti od aplikovaných prípravkov


uroven osetreniaur

oda

PC


9,7

9,9

10,1

10,3

10,5

Graf 23 Úroda polarizačného cukru v závislosti od aplikovaných prípravkov


63

V priemere troch rokov môžeme konštatovať, že aplikované prípravky štatisticky

preukazne nezvýšili úrodu buliev, no preukazne zvýšili cukornatosť, predovšetkým

na úrovni ošetrenia cielenou aplikáciou Campofortom. Po aplikácií prípravkov došlo

k zvýšeniu K+ a α-amino N (nepreukazné zvýšenie) a k zníženiu Na+ oproti kontrole

(preukazné zníženie).

Zvýšenie úrody buliev a cukornatosti cukrovej repy po aplikácií Atoniku dosiahli

vo svojich pokusoch aj Černý et al. (2001, 2007), Černý, Pačuta (2003), Černý, Pačuta,

Vilár (2000), Jarosz et al. (2008), Kositorna, Smoliński (2008), Pulkrábek, Urban, Bečková

(2007) a i.

Pulkrábek (2001) po aplikácií Atoniku v priemere pokusu zistil, že úroda buliev bola

zvýšená o 5,3 % a úroda polarizačného cukru o 5,1 %. Podľa Jarosz et al. (2008), aplikácia

Atoniku spolu s 2. a 3. herbicídnym ošetrením zvýšila úrodu buliev o 10,6 % v porovnaní

s kontrolou a úrodu cukru o 16,2 % v priemere pokusu.

Kositorna, Smoliński (2008) dodávajú, že biostimulátor Atonik poskytol optimálnu

ochranu rastlín cukrovej repy pred herbicídnym stresom a významne zvýšil úrodu buliev

a cukornatosť z hektára. Viacerí autori skonštatovali, že Atonik vyvolal v rastlinách vyšší

príjem živín z pôdy (Černý et al., 2003; Černý, Kovár, 2008; Zahradníček et al., 2004a;

Djanaguiraman et al., 2004a; Zahradníček et al., 1996).

Zvýšenie úrody iných plodín vplyvom aplikácie Atoniku dosiahli Oosterhuis

(2008), Serrano et al. (2010), Anyszka, Dobrzański, Pałczyński (2008), Przybysz,

Szalacha, Małecka-Przybysz et al. (2008), Harasimowicz-Hermann (2008), Mikos-Bielak,

Kukiełka (2000), Yadav et al. (1992), Górnik, Grzesik, Mika (2007), Shi, Shi (1999),

Sumiati (1989), Koupil (1997), Černý, Pačuta, Kovár (2008), Budzyński, Dubis (2008),

Cieślicki et al. (2008), Kozak et al. (2008) a i.

Aplikácia Campofortu ovplyvnila viac cukornatosť a výťažnosť cukru ako úrodové

charakteristiky. Zvýšenie digescie po aplikácií Campofortu o 0,5 – 0,8 °S zaznamenali vo svojich

pokusoch aj Zahradníček et al. (2004b). Cukrová repa ošetrená listovým hnojivom okrem

vyššej cukornatosti dosiahla aj nižší obsah technologicky škodlivých necukrov a lepšiu

skladovateľnosť. Baierová (2002) zistila zvýšenie cukornatosti pri použití listového hnojiva

Campofort Garant K o viac ako o 1 %, pričom dlhodobé vynechanie draselného hnojenia

pôsobilo negatívne na úrody buliev cukrovej repy.

Aj iní autori (Hřivna, 2009; Kováčová, 2004) vo svojich pokusoch pri aplikácií

listových hnojív zistili, že tieto výraznejšie úrody buliev neovplyvnili.


64

Zahradníček et al. (2008, 2009) po aplikácií listového hnojiva Sampri dospeli

k pozitívnym výsledkom, pričom sa zvýšila úroda aj cukornatosť a pozitívne sa ovplyvnila

listová pokryvnosť a obsah chlorofylu v listoch. Aj v našich pokusoch sme zaznamenali

vyšší LAI po aplikácií Campofortu v porovnaní po ošetrení prípravkom Atonik.

Skúmaním možnosti redukcie dopadu stresu zo sucha na úrodu a kvalitu plodiny

sa vo svojich pokusoch zaoberali aj Svobodová, Míša (2004). Ako modelovú plodinu

si zvolili jačmeň jarný. Zistili, že ako Atonik, tak aj listové hnojivá Campofort boli rovnako

dôležité z hľadiska výslednej úrody a oba prípravky preukazne zvýšili počet zŕn v klase.

Autori Kováč, Žák, Macák (2006) a Allison et al. (1996) skúmali vplyv rôznych

dávok a foriem vstupov dusíka na úrodu a technologickú kvalitu cukrovej repy. Všetky

tieto sledované parametre boli ovplyvnené dávkami a formami N v interakcií

s poveternostnými podmienkami. Fecenko a Ložek (2000) upozorňujú, že zvyšovaním

dávok N sa síce úroda buliev zvyšuje, no cukornatosť repy klesá a zvyšuje sa obsah

škodlivého N. Každá zvýšená dávka N podporuje v rastlinách cukrovej repy dusíkatý

metabolizmus na úkor glycidového. Spôsobuje intenzívny nárast listov, čím dochádza

k presunu asimilátov do nadzemných orgánov rastliny, čo má negatívny dopad na pokles

cukornatosti v buľve cukrovej repy.

Cielenými opatreniami s listovou výživou je možné optimálne využiť úrodový

potenciál rastlín a zabezpečiť ich vysokú kvalitu. Podľa Eberrtseder (2000), výsledky

z výživárskych pokusov potvrdzujú, že dokonca pri dobrej zásobenosti pôd, prípadne

na stanovištiach, na ktorých neboli pozorované žiadne viditeľné príznaky nedostatku, boli

listovou aplikáciou mikroelementov dosiahnuté zreteľné zvýšenia úrod a zlepšenia kvality

plodín.

Mimokoreňová výživa podľa Terena (2002) nadobúda význam, nakoľko

v poľnohospodárskych podnikoch sa za sebou i viac rokov pestujú na pozemkoch rovnaké

plodiny, ktoré vyčerpávajú pôdu. Aj znížené používanie organických hnojív a používanie

čoraz koncentrovanejších priemyselných hnojív môže viesť k nedostatku jednej alebo

viacerých živín v rastline.

Na množstvo a formu použitého hnojivá ma dôležitý vplyv pri aplikácií listových

hnojív diagnostika aktuálneho výživového stavu porastu pred aplikáciou ako aj po

aplikácií, aby sa mohol odsledovať účinok aktuálne dodaných živín či už na biochemické

procesy, fyziologické procesy prebiehajúce v rastline, ale aj odolnosť rastlín voči

abiotickým stresovým faktorom.


65

4.1.4 Interakcie

Pestovateľský ročník - odroda

V danej pestovateľskej oblasti v pokusných rokoch 2005 – 2007 dosiahla najvyššiu

úrodu buliev v roku 2005 odroda Takt (graf 27). Tento rok bol z hľadiska priebehu teplôt

a zrážok najpriaznivejší pre dosiahnutie požadovaných úrodových parametrov. Rok 2007

negatívne ovplyvnil ukladanie cukru v buľvách na konci vegetácie pri všetkých zaradených

odrodách (graf 28). Podiel na tejto skutočnosti majú aj vyššie teploty ako je dlhodobý

normál. Ani jedna z odrôd nedosiahla cukornatosť 16 °S (vychádzajúc zo stanovej

základnej cukornatosti pri výkupe cukrovej repy). V roku 2005 a 2006 dosiahla najvyššiu

cukornatosť odroda Federica, pričom odroda Takt dosahovala požadovanú kvalitu hneď

za ňou. Tieto dve odrody sa v interakcii s danými poveternostnými podmienkami javia ako

odrody najvýkonnejšie pre danú výrobnú oblasť v sledovanom období.

Vplyv pestovateľského ročníka v interakcii s odrodami na ostatné ukazovatele

úrody a kvality cukrovej repy je znázornený v grafoch 27 – 34 (tabuľka 1, 5, 9, 13, 17, 21,

25, 29 v prílohe).

Interactions and 95,0 Percent LSD Intervals

odroda

urod

a bu

liev

rok

2005

20062007

48

53

58

63

68

73

Federica Radek Takt Terano

Graf 27 Úroda buliev v závislosti od ročníka a odrody

p = 0,0003

Graf 28 Digescia v závislosti od ročníka a odrody


odroda

dige

scia

rok

2005

2006

2007

14

15

16

17

18

19


p = 0,0000


66

Graf 29 Úroda rafinády v závislosti od ročníka a odrody


odroda

urod

a ra

fina

dyrok

2005

2006

2007

6,1

7,1

8,1

9,1

10,1

11,1


p = 0,0000


odroda

vyta

znos

t raf

inad

y

rok

2005

2006

2007

11

12

13

14

15

16

17


p = 0,0000

Graf 30 Výťažnosť rafinády v závislosti od ročníka a odrody

Graf 31 Obsah melasotvorného Na+

v závislosti od roka a odrody


odroda

obsa

h N

a

rok

2005

2006

2007

0,7

1,1

1,5

1,9

2,3


p = 0,0000


odroda

obsa

h N

rok

2005

2006

2007

3,3

4,3

5,3

6,3

7,3


Graf 32 Obsah α-amino N v závislosti od roka a

p = 0,0000


odroda

obsa

h K

rok

2005

2006

2007

3,1

4,1

5,1

6,1

7,1


Graf 34 Obsah melasotvorného K+

v závislosti od roka a odrody

p = 0,0000


odroda

urod

a P

C

rok

2005

20062007

7,6

8,6

9,6

10,6

11,6

12,6

13,6


p = 0,0000

Graf 33 Úroda polarizačného cukru v závislosti od roka a odrody


67

V odrode, považovanej za jeden z faktorov tvorby úrod a kvality cukrovej repy,

sú geneticky zakódované príslušné hospodárske vlastnosti. V pôvodných genetických

formách sa uchováva rozsiahlejší komplex génov pre hospodárske znaky a vlastnosti

pre každý rastlinný druh (Brindza, 1998). Je známe, že podiel genofondu na tvorbe odrody

sa odhaduje na 5 – 15 % (Rychtárik, 1993 - 1994). Podľa Užíka a Žofajovej (1999)

sa podieľajú odrody na zvyšovaní úrod až 60 – 70-timi %.

Vývoj úrody a kvality vyplýva z komplexu vzájomných vzťahov prostredia

a odrody. Podľa Boguslawski (1973) je prostredie určované dvomi faktormi: pestovateľskou

oblasťou, ktorá zahŕňa premenné ako pôda, klíma, reliéf a rokom, ktorý reprezentuje priebeh

teplôt a zrážok. Oba tieto faktory sú navyše ovplyvnené agronomickými opatreniami.

Štúdiá, zamerané na rast cukrovej repy a vývoj rozdielnych parametrov kvality

pod vplyvom stresu zo sucha počas vegetačného obdobia, nezohľadňovali vplyv odrody

(Kenter, Hoffmann, 2002). Genotypovo druhové rozdiely v morfologických a fyziologických

vlastnostiach v rôznych vývinových štádiách napriek tomu môžu ovplyvniť výšku úrody

v podmienkach nedostatočnej zásoby vody. Napríklad, listy slúžia ako orgán asimilácie

CO2. Pomer koreňa k listom určuje rozdelenie asimilátov pre rast listov alebo pre

ukladanie do koreňa. Keďže príjem CO2 v listoch je fyziologicky spojený so stratou vody

transpiráciou, pomer koreňa k listom môže ovplyvniť schopnosť formovania úrody v čase

nedostatočnej zásoby vody. Preto by genotypové rozdiely v tomto smere mohli byť

zodpovedné za rozdiely v tolerancii na sucho. Podľa Hoffmann et al. (2002) a Wolf (1995)

je koncentrácia melasotvorných zložiek K+, Na+ a α-amino N genotypová záležitosť. Ak sú

tieto fakty dôležité z pohľadu osmoregulácie, potom by genotypy s vysokou koncentráciou

týchto zložiek mali byť viac tolerantné na sucho. Na základe tohto tvrdenia môžeme

považovať odrodu Takt za tolerantnejšiu voči suchu oproti ostatným odrodám.

Ober a Luterbacher (2002) sledovali stupeň genotypovej variácie na toleranciu voči

suchu v rámci širokého rozsahu genetického materiálu rodu Beta. Tridsať genotypov

cukrovej repy bolo monitorovaných v poľných podmienkach ovplyvnených suchom,

pričom boli identifikované línie zdanlivo tolerantné a línie citlivé na sucho. Výsledky

naznačovali, že existuje variácia na toleranciu voči vodnému deficitu v rámci druhov

cukrovej repy ako aj ich príbuzných druhov, pričom existujú línie, ktoré sa vyznačujú

väčšou toleranciou voči suchu ako vybrané komerčné odrody cukrovej repy. To môže odrážať

úzku genetickú základňu komerčných odrôd (McGrath et al., 1999). V takomto prípade

by mohla byť introgresia genómu z divokých populácií spôsobom, akým sa zvýši genotypová

variácia vlastností, ktoré by mohli prispieť k tolerancii voči suchu pri cukrovej repe.


68

Pestovateľský ročník – aplikované prípravky

V priemere sledovaných rokov 2005 – 2007 aplikované prípravky štatisticky

preukazne nezvýšili úrodu buliev (tabuľka 1 v prílohe). V teplotne a zrážkovo

nevyrovnaných rokoch 2005 a 2007 sa so svojimi stimulačnými vlastnosťami prejavil

Atonik zvýšením úrody buliev oproti kontrole (graf 35). Atonik znížil cukornatosť v roku

2007, ktorý bol na konci vegetácie s vysokým úhrnom zrážok, oproti kontrole (graf 36).

K podobným zisteniam dospel aj Zahradníček et al. (2005a), ktorý po päť ročnom pokuse

s regulátormi rastu vyvodili záver, že ich účinok na úrodu buliev bol intenzívnejší

v zrážkovo bohatších rokoch.

Potvrdilo sa konštatovanie autorov Scott a Jaggard (1993), že existuje interakcia

medzi intenzitou počasia a množstvom živín. V klimaticky priaznivejšom roku 2006

sa prejavil najvýraznejšie účinok listového hnojiva Campofort, kedy sa dosiahla najvyššia

úroda buliev.

Vplyv rastových stimulátorov na cukornatosť bol v rokoch s nízkym úhrnom

zrážok vyšší. Týmto sa potvrdil stimulačný a antistresový účinok Atoniku v stresových

podmienkach spôsobených suchom (rok 2006), s čím súhlasia viacerí autori (Zahradníček

et al., 1996, 2003; Kováčová, 2002; Černý et al., 2001; Černý, Ondrišík, 2003; Gawrońska

et al., 2008; Przybysz et al., 2008 a i.).

V pokusoch s čakankou Kovár a Černý (2008b) potvrdili zvýšenie tolerancie

na sucho po aplikovaní účinnej zložky Atoniku nitrofenolu. Pozorovali, že rastliny

ošetrené nitrofenolom udržujú počas dehydratácie RGR na stabilnej úrovni až do poklesu

RWC 68 %. Tento efekt bol sprevádzaný akumuláciou osmoticky aktívnych látok.


uroven osetrenia

urod

a bu

liev

rok

2005

20062007

54

57

60

63

66

69

Atonik Campofort kontrola

Graf 35 Úroda buliev v závislosti od roka a aplikovaných prípravkov

p = 0,8353

Interactions and 95,0 Percent LSD Interval

uroven osetrenia

dige

scia

rok

2005

2006

2007

14

15

16

17

18


p = 0,0189

Graf 36 Digescia v závislosti od roka a aplikovaných prípravkov


69

Úroda rafinády nebola preukazne ovplyvnená aplikovanými prípravkami.

K preukaznému zníženiu úrody rafinády došlo v roku 2007 (graf 37, tabuľka 9 v prílohe).

Obsah K a α-amino N bol po aplikácií listových prípravkov zvýšený, no zvýšenie

nebolo preukazné. Obsah melasotvorného Na bol po aplikácií prípravkov znížený oproti

kontrole. Rozdiel v obsahu melasotvorných látok bol v priebehu rokov štatistický

preukazný (graf 38 – 40, tabuľka 21, 25 a 29 v prílohe).

V roku 2007 boli mesiace jún a júl suché a veľmi teplé. Nižšia účinnosť listových

preparátov mohla byť spôsobená tým, že na rozdiel od koreňových buniek bol príjem živín

bunkami listov po aplikácií Campofortu priamo stimulovaný svetlom.

Keďže v priebehu dňa sa so stúpajúcou teplotou znižovala relatívna vlhkosť

vzduchu, mohlo dochádzať k zvýšenému odparovaniu a zasychaniu aplikovaného roztoku

Graf 38 Obsah melasotvorného K+ v závislosti od roka a aplikovaných prípravkov


uroven osetrenia

obsa

h K

rok

2005

2006

2007

3,5

3,9

4,3

4,7

5,1

5,5

5,9


Graf 37 Úroda rafinády v závislosti od roka a aplikovaných prípravkov


uroven osetrenia

urod

a ra

fina

dy

rok

2005

2006

2007

6,7

7,2

7,7

8,2

8,7

9,2

9,7


p = 0,0015 p = 0,8637


uroven osetrenia

obsa

h N

a

rok

2005

2006

2007

1,2

1,4

1,6

1,8

2

2,2


Graf 39 Obsah melasotvorného Na+ v závislosti od roka a aplikovaných prípravkov

p = 0,0002


uroven osetrenia

obsa

h N

rok

2005

2006

2007

3,6

4,1

4,6

5,1

5,6

6,1

6,6


Graf 40 Obsah α-amino N v závislosti od roka a aplikovaných prípravkov

p = 0,0001


70

na povrchu listov, a tým k zníženiu jeho účinnosti. K podobnému zisteniu dospel aj Balík

et al. (2006a).

Odroda – aplikované prípravky

Jednotlivé prípravky v interakcii s odrodami neovplyvnili úrodu buliev ani úrodu

rafinády, rozdiel medzi odrodami bol nepreukazný (graf 41 a 43, tabuľka 1 v prílohe).

Podobne, aj čo sa týka kvality, odrody v interakcii s prípravkami neovplyvnili

cukornatosť preukazne (graf 42, tabuľka 5 v prílohe). Odrody ale pozitívne reagovali

na jednotlivé prípravky zvýšením cukornatosti, predovšetkým po aplikácií cielenej výživy

Campofortom. Pri odrodách Takt, Radek a Federica došlo po aplikácií Campofortu

k väčšiemu zvýšeniu digescie v porovnaní s Atonikom. Iba odroda Terano zvýšila

cukornatosť v buľvách vplyvom účinku Atoniku. Na zvýšenie cukornatosti najlepšie

reagovala odroda Federica. K podobným výsledkom vo svojich pokusoch dospela aj

Rothová (2008), kde po aplikácií listových preparátov Humix universal Plus a Avit 35

dosiahla práve zaradená odroda Federica v porovnaní s ostatnými odrodami najvyššie

hodnoty cukornatosti.

Obsah škodlivých látok bol pri jednotlivých odrodách v interakcii s listovými

prípravkami ovplyvnený preukazne (graf 44 – 46, tabuľka 21, 25, 29 v prílohe). Odrody

Federica a Takt reagovali na aplikáciu prípravku Campofort zvýšením obsahu

melasotvorného K+ a znížením obsahu Na+ v buľvách cukrovej repy. Atonik preukazne

znížil obsah Na+ a α-amino N iba pri odrode Takt.


uroven osetrenia

urod

a bu

liev

odroda

Federica

RadekTakt

Terano

53

57

61

65

69


Graf 41 Úroda buliev v závislosti od odrody a aplikovaných

p= 0,6481


uroven osetrenia

dige

scia

odroda

Federica

Radek

Takt

Terano

15

15,5

16

16,5

17

17,5


Graf 42 Digesciav závislosti od odrody a aplikovaných prípravkov

p = 0,5405


71

4.2 Vplyv sledovaných faktorov na parametre charakterizujúce

produkčný proces cukrovej repy

4.2.1 Organizácia porastu

Produkcia cukrovej repy sa tvorí počtom rastlín na jednotke plochy pôdy a ich

hmotnosťou, resp. množstvom cukru v jednej rastline (Kostej et al., 1998). Zvýšenie

produkcie je teda možné zvyšovaním počtu jedincov, alebo zväčšovaním hmotnosti koreňa

jednej rastliny.

Optimálny počet rastlín na ploche je daný jednak využívaním kvalitného osiva

(s klíčivosťou nad 93 %) výkonných odrôd a jednak zlepšenou základnou a predsejbovou

prípravou pôdy, kedy sa dosahuje poľná vzchádzavosť nad 75 – 80 % i viac (Bajči et al.,

1997). Počet rastlín na hektár medzi jednotlivými úrovňami ošetrenia (graf 47) nebol


uroven osetrenia

urod

a ra

fina

dyodroda

Federica

Radek

Takt

Terano

7,3

7,7

8,1

8,5

8,9

9,3

9,7


Graf 43. Úroda rafinády v závislosti od odrody a aplikovaných prípravkov

p = 0,6018


uroven osetrenia

obsa

h K

odroda

Federica

Radek

Takt

Terano

3,8

4,2

4,6

5

5,4

5,8


Graf 44. Obsah melasotvorného K+ v závislosti od odrody a aplikovaných prípravkov

p = 0,0001

nteractions and 95,0 Percent LSD Intervals

uroven osetrenia

obsa

h N

a

odroda

Federica

Radek

Takt

Terano

1,1

1,3

1,5

1,7

1,9

2,1

2,3


Graf 45 Obsah melasotvorného Na+ v závislosti od odrody a aplikovaných prípravkov

p = 0,0006


uroven osetrenia

obsa

h N

odroda

Federica

Radek

Takt

Terano

3,5

3,9

4,3

4,7

5,1

5,5

5,9


Graf 46 Obsah α-amino N v závislosti od odrody a aplikovaných prípravkov

p = 0,0000


72

preukazne rozdielny (p = 0,3576, LSD0,05 = 5,01) (tabuľka 35, 36 v prílohe). Priemerný

počet rastlín pri pestovateľskom spone 0,45 m x 0,16 m bol 107 tisíc rastlín na hektár.

Rozdiely v počte rastlín na hektár

medzi sledovanými odrodami boli

štatisticky preukazné (p = 0,0000, LSD0,05

= 5,78) (tabuľka 35 a 37 v prílohe).

Najvyšší počet rastlín bol zistený pri

odrode Federica. Pri ostatných

sledovaných odrodách neboli rozdiely

preukazné (graf 48).

4.2.2 Index listovej pokryvnosti (LAI)

Cukrová repa je plodina, ktorá v priaznivých ekologických podmienkach vytvára

veľké množstvo biomasy. Jej produkcia je 100 t.ha-1, čo zodpovedá 3,5 t.ha-1 sušiny.

Cukrová repa má mať také vlastnosti, ktoré umožňujú, aby na jednotke plochy bolo možné

pestovať čo najväčší počet jedincov s dostatočne veľkou hmotnosťou individuálnej

rastliny.

Keďže je pre úrodu rozhodujúci väčší počet jedincov, je potrebné, aby list v poraste

mohol vykonávať základné funkcie – fotosyntéza, transpirácia, dýchanie.

Porast cukrovej repy má mať hodnotu LAI 3 – 6 m2.m-2 (Kostrej et al., 1998; Petr

et al., 1980, Goodman, 1966; Scott, Jaggrad, 1993 a i.). V našom pokuse sme dosiahli

priemernú hodnotu LAI 2,06 m2.m-2 v roku 2005 a LAI 2,31 m2.m-2 v roku 2006

Graf 48 Priemerný počet rastlín pri jednotlivých odrodách

Graf 47 Priemery v počte rastlín na jednotlivých úrovniach ošetrenia



uroven osetrenia

102

104

106

108

110

112

poce

t ras

tlin


odroda

poce

t ras

tlin


102

107

112

117

122

127


73

(štatistický preukazný rozdiel p = 0,0166, LSD0,05 = 0,20) (graf 49). Najväčšia hodnota

LAI v roku 2005 bola 5,9 m2.m-2 a v roku 2006 6,1 m2.m-2.

Najvyššie hodnoty LAI dosiahla odroda Takt (LAI = 2,38 m2.m-2), naopak najnižšie

odrody LAI v porovnaní s ostatnými odrodami dosiahla odroda Radek (2,00 m2.m-2) (graf

50). Kulovaná (2001) a Zahradníček et al. (2009) uvádzajú, že súčasné jednoklíčkové

odrody majú v porovnaní so staršími odrodami nižší optimálny LAI 3,5 – 5 m2.m-2, viac

využívajú slnečné žiarenie, umožňujú väčšie zahustenie porastu a sú schopné aj pri menšej

ploche asimilačného aparátu dať dobré úrody buliev s vysokou cukornatosťou.

Watson (1958) zistil, že maximálna rýchlosť rastu porastu cukrovej repy sa

dosahuje medzi LAI 6 – 9 m2.m-2. Akékoľvek ďalšie zvyšovanie veľkosti LAI nevedie

k zvyšovaniu úrody sušiny.

Rozvoj listovej plochy rastlín ako primárneho sinku v prvej fáze ontogenézy je závislý

od poolu dostupných asimilátov pre rastové procesy a opačne, veľká listová plocha

v optimálnom rozmiestnení v štruktúre porastu umožňuje maximalizovať procesy

fotosyntetickej asimilácie uhlíka (Evans, 1993).

Ošetrenie prípravkami štatisticky preukazne neovplyvnilo zvyšovanie veľkosti LAI

(p = 0,0589, LSD0,05 = 0,24) (tabuľka 38 a 39 v prílohe). V porovnaní s kontrolou došlo

k pozitívnemu zvýšeniu veľkosti LAI v priemere pokusu iba na úrovni ošetrenia

Campofortom (graf 51). Z toho vyplýva, že porast reagoval na aplikáciu živín dodaných

listovým hnojivom Campofort zvýšením veľkosti listovej plochy, a tým sa zvýšila

využiteľnosť slnečného žiarenia, čo sa pozitívne prejavilo aj na kvalitatívnych

ukazovateľoch cukrovej repy. K podobným výsledkom dospeli aj Zinčenko a Filimov

(2005), ktorí sledovali vplyv rôznych dávok hnojív na veľkosť listovej plochy a výkonnosť

2005 2006


rok

1,9

2

2,1

2,2

2,3

2,4

2,5

LA

I

Graf 49 Priemerné LAI v jednotlivých rokoch


odroda

LA

I


2

2,2

2,4

2,6

Graf 50 Priemerné LAI pri jednotlivých odrodách


74

fotosyntézy porastu cukrovej repy. Zistili, že listová plocha rastlín a fotosyntetický

potenciál porastu sa značne zvyšovali so zlepšujúcou sa minerálnou výživou.

Na obrázku 9 je graficky znázornené narastanie LAI v jednotlivých vývinových

fázach BBCH, v ktorých sa uskutočňovalo meranie veľkosti listovej plochy na

jednotlivých úrovniach ošetrenia. Využitím rastovej analýzy biologického materiálu

v poľných podmienkach sme identifikovali odrodové rozdiely v citlivosti rastovo-

produkčného procesu cukrovej repy na aplikované prípravky (graf 52).

Odroda Takt a Terano pozitívne reagovali na aplikáciu Campofortu v oboch

rokoch, odroda Radek a Federica nezvýšili LAI aplikáciou prípravkov. Zvýšenie LAI

v interakcii odroda a ošetrenie nebolo preukazné, p = 0,0924 (tabuľka 38 v prílohe).

0

1

2

3

4

5

6

14 -

16

BB

CH

30 B

BC

H

42 B

BC

H

45 B

BC

H

14 -

16

BB

CH

30 B

BC

H

42 B

BC

H

45 B

BC

H

14 -

16

BB

CH

30 B

BC

H

42 B

BC

H

45 B

BC

H

14 -

16

BB

CH

30 B

BC

H

42 B

BC

H

45 B

BC

H

14 -

16

BB

CH

30 B

BC

H

42 B

BC

H

45 B

BC

H

14 -

16

BB

CH

30 B

BC

H

42 B

BC

H

45 B

BC

H

14 -

16

BB

CH

30 B

BC

H

42 B

BC

H

45 B

BC

H

14 -

16

BB

CH

30 B

BC

H

42 B

BC

H

45 B

BC

H

narastanie LAI v jednotlivých fázach BBCH

LA

I (m

2.m

-2)

kontrolaAtonikCampofort

Takt Terano Radek Federica FedericaTakt Terano Radek

2005 2006

Obrázok 9 Dynamika tvorby LAI v jednotlivých vývinových fázach BBCH


osetrenie

LA

I


2

2,1

2,2

2,3

2,4

2,5

Graf 51 Priemerné LAI na jednotlivých úrovniach ošetrenia


odroda

LA

Iosetrenie

AtonikCampofokontrola

1,6

1,9

2,2

2,5

2,8

3,1


Graf 52 Narastanie LAI v závislosti od odrody a ošetrenia

p = 0,0924


75

Veľkosť LAI určuje množstvo zachyteného žiarenia (Milford et al., 1985). Stres

spôsobený suchom redukuje toto množstvo zachyteného žiarenia (Clough, Milthorpe,

1975), ako aj rast listov, čo má za následok menšiu listovú plochu, čo môže podľa Hsiao

et al. (1976) nepriaznivo ovplyvniť úrodu. Táto skutočnosť nemôže byť jednoznačne

potvrdená našim zistením. Roky 2005 aj 2006 boli zrážkovo nevyrovnané, v roku 2006

na konci vegetácie (september) úhrn zrážok poklesol v porovnaní s normálom. Vyššie

hodnoty LAI boli dosiahnuté v roku 2006. Viacerí autori (Kenter et.al., 2006; Kenter,

Hoffmann, 2003; Abayomi, Wright, 2002; Rinaldi, 2003) vo svojich pokusoch potvrdili

závislosť narastania LAI od zásoby vody v pôde.

Napriek tomu, dobre vyvinutá listová plocha, ktorá je zdrojom asimilátov, môže

v suchých a teplých podmienkach spôsobiť zvýšenú respiráciu a tak zapríčiniť zvýšený

vodný deficit rastliny (Vamerali et al., 2003; Černý et al., 2000).

Vzhľadom na vodný deficit a stres spôsobený suchom, Abayomi a Wright (2002)

vo svojich pokusoch sledovali rýchlosť rastu nových listov na rastlinách vystavených

stresu. Zistili, že vodný deficit v akejkoľvek fáze rastu nemal vplyv na tento faktor, pričom

medzi sledovanými odrodami nebol výrazný rozdiel. Naopak, obnova rastu listov úzko

kopírovala stres zo sucha, resp. dostupnosť vody v pôde. K podobným výsledkom dospeli

aj iní autori v pokusoch s plodinami ako slnečnica, kukurica, cirok (Fernandez et al., 1996;

Sandra et al., 1993; Davies, Zhang, 1991 a i.).

4.2.3 Čistý výkon fotosyntézy (NAR)

NAR, ako kvantitatívna charakteristika fotosyntetickej aktivity porastu, dosiahol

v priemere pokusu prírastok hmotnosti sušiny na jednotku listovej plochy 4,63 g.m-2.deň-1.

Hodnoty NAR sa pohybovali od 20,15 g.m-2.deň-1 až po záporné hodnoty -10,24 g.m-2.deň-1.

Medzi jednotlivými rokmi bol rozdiel v NAR preukazný (p = 0,0245, LSD0,05 = 1,18)

(tabuľka 40, 41 v prílohe, graf 53).

Rozdiely medzi odrodami neboli štatisticky preukazné (p = 0,8439, LSD0,05 = 1,67)

(tabuľka 40 a 42 v prílohe, graf 54). Narastanie NAR v jednotlivých rastových fázach

v závislosti od odrody je pre rok 2005 znázornené na obrázku 10 a pre rok 2006

na obrázku 11.


76

V roku 2005 sme zaznamenali záporné hodnoty NAR pri odrode Radek

a Federica v auguste, čo bolo spôsobené veľkým výkyvom zrážok. V roku 2006 nastalo

zníženie NAR až do záporných hodnôt pri všetkých odrodách na konci vegetácie

(september). V dôsledku nízkeho úhrnu zrážok a sucha došlo k predychávaniu

naakumulovanej sušiny. Ako konštatuje Petr et al. (1987), zrážky ovplyvňujú nielen tvorbu

listového aparátu, ale aj jeho fotosyntetickú aktivitu. Pri nízkom úhrne zrážok

(pod dlhodobým normálom) môže mať čistý výkon asimilácie v určitých kratších časových

obdobiach záporné hodnoty. Nadmerne vysoké zrážky vedú k veľkému kolísaniu NAR

predovšetkým vtedy, keď LAI prekročí hodnotu 5 m2.m-2.

Podobne aj Watson (1958) skúmal závislosť NAR od narastania LAI, pričom

vyvodil záver, že NAR bol len málo ovplyvnený zmenami veľkosti LAI a k zníženiu NAR

došlo až vtedy, keď sa hodnota LAI zvýšila nad 3 m2.m-2.

Podľa Kostreja et al. (1998) sa hodnoty NAR znižujú so zvyšovaním veľkosti LAI.

Porast s nedostatočne vyvinutou listovou plochou (LAI nízky) prepúšťa teda značné

množstvo žiarenia na pôdu, každý list je

dobre ožiarený, čím sa dosahujú vysoké

hodnoty NAR. Medzi NAR a LAI

existuje teda negatívna korelácia.

V pokuse sme zaznamenali len relatívne

slabú závislosť medzi premennými,

korelačný koeficient bol – 0,36 (graf 55).

korelacia LAI k NAR

NAR

LA

I

2,6 3,6 4,6 5,6 6,6 7,6 8,61,7

1,9

2,1

2,3

2,5

2,7

2,9P(0,01)=0,0780 korelačný koeficient r= - 0,36


rok

NA

R

2005 20063,2

3,7

4,2

4,7

5,2

5,7

6,2

Graf 53 NAR (čistý výkon fotosyntézy) v závislosti od ročníka


odroda

NA

R


3,8

4,2

4,6

5

5,4

5,8

Graf 54 NAR (čistý výkon fotosyntézy) v závislosti od odrody

Graf 55 Korelačná závislosť NAR od LAI v priemere pokusu


77

Aplikované prípravky štatisticky preukazne neovplyvnili hodnoty NAR

v priemere pokusu (p = 0,6447, LSD0,05 = 1,44) (tabuľka 40 a 43 v prílohe).

Vyššie hodnoty NAR boli zistené na úrovni ošetrenia Atonikom v priemere pokusu

(graf 56), kde sa prejavila vlastnosť stimulátora rastu, a to redukovaním vplyvu stresu zo

sucha. Podobné výsledky zaznamenali vo svojich pokusoch aj Przybysz et al. (2008),

Gulluoglu et al. (2006), Černý et al. (2000), Kovár, Černý (2008a, c) a i.

Rok 2006

-15

-10

-5

0

5

10

15

14 -

16 B

BC

H

30 B

BC

H

42 B

BC

H

45 B

BC

H

18 -

19 B

BC

H

39 B

BC

H

44 B

BC

H

14 -

16 B

BC

H

30 B

BC

H

42 B

BC

H

45 B

BC

H

18 -

19 B

BC

H

39 B

BC

H

44 B

BC

H

rastové fázy BBCH

NA

R (g

.m-2

.deň

-1)

Radek Terano Takt Federica

Obrázok 11 Dynamika narastania NAR pri odrodách v jednotlivých rastových fázach v roku 2006

Rok 2005

-5

0

5

10

15

20

25

14 -

16 B

BC

H

30 B

BC

H

42 B

BC

H

45 B

BC

H

18 -

19 B

BC

H

39 B

BC

H

44 B

BC

H

14 -

16 B

BC

H

30 B

BC

H

42 B

BC

H

45 B

BC

H

18 -

19 B

BC

H

39 B

BC

H

44 B

BC

H

rastové fázy BBCH

NA

R (g

.m-2

.deň

-1) Radek Terano Takt Federica

Obrázok 10 Dynamika narastania NAR pri odrodách v jednotlivých rastových fázach v roku 2005


78

Rastliny na vodný deficit reagujú rôznymi mechanizmami. Jednou z najrýchlejších

a najrozšírenejších reakcií je zatváranie prieduchov kontrolované kyselinou abscisovou,

ktorá v podmienkach sucha indukuje syntézu špecifických polypeptínov regulujúcich

a inhibujúcich rast bunkových stien (Kostrej et al., 1998).

Ako uvádza Kovár a Černý (2008a) p-nitrofenol ako jedna zo zložiek Atoniku

indukuje produkciu osmoticky aktívnych látok. Osmotické prispôsobenie sa považuje

za účinný mechanizmus tolerancie rastlín na sucho (Kostrej et al., 1998; Morgan, 1992).

Kovár, Černý (2008a) pri pokuse s čakanou zistili, že aplikácia p-nitrofenolu zabezpečila

lepšiu pripravenosť rastlín na stresové situácie. Postupná dehydratácia pôdneho substrátu

viedla k celému radu funkčných porúch v aktivite biochemických a fyziologických

procesov.

4.3 Vplyv termodynamických podmienok stanovišťa na úrodu buliev

cukrovej repy

Rast plodín predstavuje prechod kinetickej energie slnečného žiarenia do stavu,

v ktorom je energia akumulovaná v podobe organickej hmoty. Tento proces Bertalanffy

(1950) (in Božik, 2007) charakterizuje ako prechod energie zo stavu menej usporiadaného

a chaotického termického pohybu molekúl do stavu usporiadaného s určitou štruktúrou

a s určitým poriadkom, čím sa vyznačuje organická hmota.

Cukrová repa je považovaná za plodinu náročnú na energetickú a vodnú zložku

prostredia, kde je slnečné žiarenie, ako primárny zdroj fotosyntézy, limitujúcim faktorom

produkcie organickej hmoty. Porast cukrovej repy spolu s klimatickými a pôdnymi

faktormi predstavuje zložitú dynamickú sústavu.


osetrenie

NA

RAtonik Campofort kontrola

3,5

3,9

4,3

4,7

5,1

5,5

5,9

Graf 56 NAR v závislosti od ošetrenia


79

Kudrna (1979) metódou termodynamickej analýzy sústavy rastlina – pôda odvodil

záver, že maximálne úrody cukrovej repy sú dosahované vtedy, keď sa vo fáze

vrcholového rastu vytvára vysoký stupeň rovnováhy medzi biologickými procesmi

cukrovej repy a klimatickými faktormi. Optimálny priebeh biologických procesov v bunke

vyžaduje určité termodynamické podmienky v rôznych obdobiach rastu a vývoja. Autor

pri stanovení merateľných príznakov vychádzal z predpokladu, že maximálna akumulácia

vnútornej energie sústavy charakterizuje aj maximálnu akumuláciu suchej hmoty.

Priebeh zmien termodynamických charakteristík ΔU pre cukrovú repu v závislosti

od fenologických fáz je znázornený na obrázku 12.

Priebeh teplôt a zrážok v jednotlivých rokoch je popísaný a graficky znázornený

v kapitole 5.1.1. V priebehu trojročného pokusu sme dosiahli najvyššiu úrodu buliev

v roku 2006 (Ymax = 63,13 t.ha-1) a najnižšiu úrodu buliev v roku 2007 (Ymin = 59,00 t.ha-1).

Rast každej plodiny je charakterizovaný určitým presne definovaným priebehom zmien

vnútornej energie v priebehu vegetácie. Z priebehu zmien vnútornej energie sme získali

charakteristickú termodynamickú krivku cukrovej repy (graf 57) v konkrétnych pôdno-

klimatických podmienkach.

Obrázok 12 Termodynamická charakteristika pre cukrovú repu (Petr et al., 1987)


80

Z termodynamickej krivky je vidieť, že vtedy, keď sa energia hromadí, ΔU je

kladná, čo znamená, že vplyv teploty prevláda nad vplyvom zrážok. Ak sa v určitom

období ontogenézy cukrovej repy energia spotrebováva, ΔU nadobúda zápornú hodnotu,

čo znamená, že vplyv zrážok prevláda nad vplyvom teplôt.

Kritická termodynamická fáza pripadá pri cukrovej repe na júl, august, kedy

rastlina vydáva maximálnu intenzitu pre rast buliev a listov a kedy pre dosiahnutie

maximálnej úrody musí nastať maximálna diferencia (- ΔUmin) pri maximálnych teplotách

a maximálnych zrážkach. Ako je uvedené v tabuľke 15, v auguste pri Ymax sme dosiahli

ΔU = - 5,7, z čoho vyplýva, že prevládal vplyv zrážok nad vplyvom teplôt. Naše výsledky

sa zhodujú s poznatkami viacerých autorov (Kudrna, 1979; Kudrna, 1967; Petr et al., 1987;

Černý et al., 2008; Černý, Líška, 2006).

Tabuľka 15 Zmeny vnútornej energie v priebehu a mimo vegetácie mesiac Ymax Ymin

Yt Yhs ΔU Yt Yhs ΔU

Mimovegetačné obdobie X. 37,3 5,4 31,9 19,9 7,2 12,7 XI. 22,8 8,6 14,2 7,2 11,5 -4,2 XII. 9,7 2,7 6,9 -2,2 4,3 -6,6 I. -12,6 20,2 -32,9 8,9 15,2 -6,3 II. -4,8 13,7 -18,5 10,1 7,5 2,5 III. 10,8 12,4 -1,6 15,1 13,3 1,8

Vegetačné obdobie IV. 7,1 9,3 -2,1 0,0 6,7 -6,7 V. 8,8 18,4 -9,6 18,1 9,1 8,9 VI. 12,0 12,3 -0,3 6,1 11,6 -5,5 VII. 14,2 4,6 9,6 6,0 12,3 -6,3 VIII. 10,5 16,2 -5,7 13,4 11,7 1,7 IX. 10,4 2,4 8,0 15,4 7,5 7,9

vegetačné obdobie-40,0

-30,0

-20,0

-10,0

0,0

10,0

20,0

30,0

40,0

X. XI. XII I II III IV V VI VII VIII IX

nevegetačné obdobie

Ymax

Ymin

rovnováha

pre

vah

a v

ply

vu te

plo

typ

reva

ha

vp

lyvu

zrá

žok

ΔU

Graf 57 Termodynamická krivka ΔU cukrovej repy (2005 – 2007)


81

Pre dosiahnutie vysokých úrod je dôležitý priebeh teplôt a zrážok aj v mesiaci

september (Žák, Kováčová, 2007). Pri Ymax bola ΔU = 8,0, z čoho vyplýva, že prevládal

vplyv teploty nad zrážkami, čo pozitívne ovplyvnilo ukladanie cukru do buliev.

Ako znázorňuje obrázok 12, vplyv zrážok nad teplotami by mal prevládať

aj na začiatku vegetačného obdobia vo fáze klíčenia a vzchádzania cukrovej repy.

V rokoch s Ymax aj Ymim je jasne vidieť prevahu vplyvu zrážok nad vplyvom teplôt

(tabuľka 12, graf 57). V obidvoch rokoch boli silné predpoklady pre vytvorenie dostatočne

zapojeného a silného porastu.

Dosiahnutými výsledkami sa potvrdila už stanovená charakteristická

termodynamická krivka cukrovej repy. Potvrdilo sa, že v kritických termodynamických

fázach na začiatku vegetácie a v období formovania buliev, teda úrody (august), spôsobil

nedostatok zrážok zníženie úrody buliev v roku 2007.

Každá významnejšia odchýlka od priebehu charakteristickej krivky ΔU

v konkrétnom vegetačnom období môže mať za následok zníženie úrody danej plodiny.

V ostatných rokoch sa priebeh poveternostných podmienok vymyká zaužívanému rytmu

a globálne oteplenie mení charakter vplyvu poveternostných podmienok na rast a vývin

rastlín. Na jednej strane je to neprimerané zvyšovanie teplôt, na strane druhej je to

nerovnomerné rozdelenie zrážok. Oba tieto aspekty negatívne ovplyvňujú všetky životné

pochody v rastline, vplývajú na skracovanie vegetačnej doby a tým ovplyvňujú výšku

úrod.

Ak sú známe hodnoty ΔU pre danú úroveň maximálnej sušiny fytomasy, je možné

stanoviť závlahové dávky, ktoré sú potrebné k vytvoreniu určitého stupňa

termodynamickej rovnováhy a teda i maximálnej úrody (Jančovič, 1988).

4.4 Zhodnotenie ekonomickej efektívnosti pestovania cukrovej repy

po aplikácií listových prípravkov

Snahou každého poľnohospodárskeho subjektu je dosiahnuť čo najvyššiu

efektívnosť každého opatrenia v rastlinnej aj živočíšnej výrobe, čo sa v konečnom

dôsledku prejaví v rentabilite hospodárenia.

Efektívnosť hnojenia vyjadruje vzťah medzi dosiahnutým prírastkom úrody

v dôsledku hnojenia (aplikácie) a dávkami hnojív (prípravkov), resp. prírastkom nákladov

vynaložených na hnojenie (aplikáciu) (Fecenko, Ložek, 2000).

Koeficientom ekonomickej efektívnosti (KEE) sme vyjadrili, koľko euro prírastku

úrody sme dosiahli pri vloženom 1 € do nákladov na aplikáciu. Koeficientom ekonomickej


82

efektívnosti (KEE) pri aplikácií Atoniku v priemeru pokusu bol 1,47, pri aplikácií

Campofortu bol 1,00. To znamená, že pri vloženom 1 € do aplikácie sme získali 1,47 €

vo zvýšenej úrode a kvalite v porovnaní s neošetrenou kontrolou. Z tohto pohľadu bolo

použitie Atoniku efektívnejšie.

V tabuľke 16 (graf 58) sú uvedené hodnoty KEE v jednotlivých pestovateľských

rokoch, kde je vidieť, že na KEE má značný vplyv aj priebeh poveternostných podmienok

v jednotlivých rokoch.

Tabuľka 16 Koeficient ekonomickej efektívnosti K EE aplikácie prípravkov v jednotlivých pestovateľských ročníkoch

Graf 58 Koeficient ekonomickej efektívnosti K EE pri aplikácií prípravkov v rokoch 2005 – 2007

KEE / rok / aplikácia 2005 2006 2007 Priemer

Atonik 1,80 1,26 1,37 1,47

Campofort 1,24 0,86 0,92 1,00

Keoficient ekonomickej efektívnosti

0

0,2

0,4

0,6

0,8

1

1,2

1,4

1,6

1,8

2

2005 2006 2007 Priemer

pokusný rok

KEE

Atonik

Campofort

83

5 Stanovisko k hypotézam

Stanovením hypotéz sme predpokladali, že:

1. poveternostné podmienky ovplyvnia preukazne formovanie úrodových a kvalitatívnych

parametrov cukrovej repy,

Hypotéza potvrdená: poveternostné podmienky mali rozhodujúci vplyv na formovanie

sledovaných parametrov cukrovej repy.

2. v danej teplej kukuričnej výrobnej oblasti budú zvolené odrody dosahovať optimálne

úrody a cukornatosť, pričom budú rozdielne reagovať na aplikované prípravky,

Hypotéza potvrdená: prejavila sa odrodová variabilita pri všetkých sledovaných

parametroch.

3. aplikované prípravky pozitívne ovplyvnia úrodu a technologickú kvalitu cukrovej repy,

Hypotéza potvrdená čiastočne: aplikované prípravky preukazne nezvýšili úrodové

charakteristiky, preukazne zvýšili cukornatosť a zlepšili technologickú kvalitu cukrovej repy.

4. vplyv aplikovaných prípravkov na sledované parametre bude závisieť od priebehu

poveternostných podmienok v jednotlivých rokoch, pričom v interakcii s odrodami

výrazne neovplyvnia sledované parametre,

Hypotéza potvrdená: účinok aplikovaných prípravkov na sledované parametre závisel

od poveternostných podmienok v daných pestovateľských rokoch, prípravky v interakcii

s odrodami nemali preukazný vplyv na tieto parametre.

5. aplikované prípravky pozitívne ovplyvnia vybrané rastové a produkčné parametre

porastu cukrovej repy,

Hypotéza nepotvrdená: aplikované prípravky preukazne nezvýšili LAI ani NAR porastu

cukrovej repy.

6. termodynamické podmienky experimentálneho stanovišťa ovplyvnia úrodu buliev

cukrovej repy,

Hypotéza potvrdená: v kritických termodynamických fázach rastu cukrovej repy prevládali

zrážky nad teplotou, kedy rastlina dosahovala maximálnu intenzitu rastu, čoho výsledkom

bola vyššia úroda buliev.

7. aplikované prípravky ovplyvnia pozitívne ekonomiku pestovania cukrovej repy,

Hypotéza potvrdená: aplikované prípravky ovplyvnili pozitívne ekonomiku pestovania.

84

6 Závery

Na základe dosiahnutých výsledkov pokusov, realizovaných v rokoch 2005 – 2007,

vyplývajú nasledovné závery:

1. Poveternostné podmienky jednotlivých pestovateľských rokov štatisticky preukazne

ovplyvnili všetky sledované parametre cukrovej repy (úroda buliev, digescia, úroda

polarizačného cukru, úroda a výťažnosť rafinády, obsah melasotvorných látok) ako aj

parametre porastu (organizácia porastu, veľkosť listovej plochy, čistý výkon fotosyntézy).

2. V daných pôdno – klimatických podmienkach dosiahla v priemere pokusu najvyššie

úrodové hodnoty odrody Takt (úroda buliev = 63,48 t.ha-1; úroda polarizačného cukru =

10,46 t.ha-1). Najlepšie hodnoty kvalitatívnych parametrov dosahovala odroda Federica

(digescia = 16,98 ºS; výťažnosť rafinády = 14,41 %; nižší obsah melasotvorných látok).

3. Aplikované prípravky preukazne nezvýšili úrodu buliev, avšak výraznejšie zvýšenie

bolo dosiahnuté po aplikácií Atoniku. Digescia v buľvách bola po aplikácií Atoniku

(+ 0,04 °S) aj Campofortu (+ 0,27 °S) preukazne zvýšená. Úroda polarizačného cukru

a úroda rafinády neboli preukazne zvýšené aplikáciou prípravkov. K preukaznému

zvýšeniu výťažnosti rafinády došlo iba po aplikácií Campofortu (+ 0,27 %). Listové

prípravky preukazne znížili obsah Na+ a zvýšili (nepreukazne) obsah K+ a α-amino N.

4. V teplotne a zrážkovo nevyrovnaných rokoch sa so svojimi stimulačnými vlastnosťami

prejavil Atonik pri úrode buliev, digesciu zvýšil iba v rokoch s nízkym úhrnom zrážok

na konci vegetácie. Medzi jednotlivými odrodami bol nepreukazný vplyv aplikovaných

prípravkov na sledované parametre. Najvyššiu úrodu buliev a úrodu rafinády dosiahla

odroda Takt po aplikácií Campofortu, k najväčšiemu zvýšeniu digescie došlo

pri odrode Federica po aplikácií Campofortu. Odrody Federica a Takt reagovali

na aplikáciu prípravku Campofort zvýšením obsahu melasotvorného K+ a znížením

obsahu Na+ v buľvách cukrovej repy. Atonik preukazne znížil obsah Na+ a α-amino N

iba pri odrode Takt.

5. Aplikované prípravky neovplyvnili zvyšovanie LAI, pričom k pozitívnemu zvýšeniu

došlo iba pri aplikácií Campofortu, kedy porast pozitívne reagoval na dodané živiny.

Atonik svojimi stimulačnými účinkami zvýšil hodnoty NAR v suchom období.

6. V kritických termodynamických fázach cukrovej repy na začiatku vegetácie a v období

formovania buliev je potrebná prevaha zrážok nad teplotami, aby sa vytvorili predpoklady

pre dobre zapojený porast a dosahovali vysoké úrody buliev.

7. Aplikácia listových prípravkov bola z hľadiska ekonomiky pestovania cukrovej repy

efektívna. Ekonomický koeficient efektívnosti (KEE) pri aplikácií Atoniku bol 1,47, KEE pri

aplikácií Campofortu bol 1,00.

85

7 Návrh na využitie poznatkov pre ďalší rozvoj vedy

V súčasnosti sa na trhu nachádza veľké množstvo prípravkov fungujúcich na báze

rôznych mechanizmov. Trend klimatických zmien núti pestovateľa využívať popri

základným pestovateľským opatreniam aj ďalšie intenzifikačné faktory, ktorými by

dokázal ovplyvniť technologickú kvalitu pestovanej plodiny priamo na poli.

Vzhľadom na sledovanie vhodnosti zaradenia odrôd do konkrétnych pestovateľských

podmienok sme v pokuse sledovali štyri odrody cukrovej repy. V sledovanom období sa ako

najvýkonnejšie ukázali odroda Federica a Takt. Výkonnosť odrôd pestovaných plodín

určuje schopnosť efektívne využívať zdroje prostredia (vodu, slnečné žiarenie, minerálne

látky). Moderné odrody by mali mať vysokú schopnosť prispôsobiť sa meniacim sa

podmienkam prostredia, predovšetkým limitujúcemu nedostatku vody. Práve plasticita

fyziologických procesov nových odrôd v interakcii na environmentálne stresové situácie

je problémom, ktorý vedie k znižovaniu ich úrod.

Preto ešte stále vstupujú do popredia snahy minimalizovať negatívny účinok stresu

na všetky fyziologické pochody v rastline. Okrem odrody patria medzi intenzifikačné

faktory aj rastové regulátory s protistresovým účinkom a listové hnojivá, ktoré na základe

deficitnej živiny z agrochemického rozboru sušiny rastlín pomôžu porastu prekonať

negatívny dopad stresu.

Cieľom aplikácie týchto prípravkov je zvýšiť produkčnú výkonnosť rastlín

a zároveň zlepšiť kvalitu produkcie.

Úroda, no predovšetkým kvalita cukrovej repy sa vytvára na poli. Ako vyplýva

aj z našich výsledkov, faktor pestovateľský ročník mal najväčší vplyv na sledované

parametre cukrovej repy. Len veľmi ťažko môže niekto určiť priebeh poveternostných

podmienok na nasledujúce pestovateľské obdobie, aby sa pestovateľ rozhodol, aké

opatrenia pre docielenie požadovanej úrody a kvality zvolí, aby mohol zo svojho úsilia

a rozhodnutia profitovať čo najviac.

Aby sa objasnil účinok rastového stimulátora Atonik v presne definovaných

podmienkach stresu, bolo by vhodé súčasne s poľným pokusom založiť aj nádobové

pokusy. Z poľných pokusov je zrejmé, že Atonik sa svojim biostimulačným

a protistresovým účinkom prejavil predovšetkým v období stresu zo sucha, kedy

sa dosahovali požadované vyššie úrody plodín. Nádobovými pokusmi pri vhodne zvolenej

metodike navrhujeme odsledovať aj iný termín aplikácie ako uvádza výrobca, na základe

sledovania fyziologických procesov prebiehajúcich v rastline v jej jednotlivých rastových

86

fázach a vyplývajúcich potrieb. Zároveň navrhujeme sledovať účinok jednotlivých zložiek

(nitrozlúčenín) na nami sledované parametre.

Aplikácia listových hnojív radu Campofort ovplyvňuje fyziologické procesy

v rastline rýchlym dodaním potrebných živín cez list ako aj vytvorením odolnosti voči

stresovým faktorom. V našom pokuse sa na základe výsledkov potvrdili tvrdenia viacerých

autorov, že tieto listové hnojivá pozitívne ovplyvnili kvalitatívne vlastnosti pestovanej

plodiny.

Výhodou použitia regulátora rastu ako aj listového hnojiva je ich spoločná aplikácia

s iným prípravkami na ochranu rastlín v priebehu vegetačného obdobia.

Dosiahnuté výsledky dizertačnej práce prispievajú k racionálnemu využívaniu

niektorých intenzifikačných prvkov pestovania cukrovej repy. Uvedením výsledkov

dizertačnej práce do pestovateľskej praxe sa predpokladá zlepšenie a stabilizácia

v produkcii a kvalite úrody repy cukrovej.

87

8 Zoznam použitej literatúry

1. ABAYOMI, Y.A. – WRIGHT, D. 2002. Sugar beet leaf growth and yield response to soil water deficit. In: African Crop Science Journal, roč. 10, 2002, č. 1, s. 51-66. ISSN 1021-9730

2. ABD-EL-MOTAGALLY, M. 2004. Evaluation of two sugar beet cultivars (Beta vulgaris L.) for growth and yield under drought and heat conditions. Čiastočná práca pre získanie titulu PhD. Egypt : Assiut, 2004, 143 s.

3. ALAM, S.M. – RAZA, S. 2001. Micronutrient Fertilizers. In: Pakistan Journal of Biological Science, roč. 4, 2001, č. 11, s. 1146-1450.

4. ALLISON, M.F. – ARMSTRONG, M.J. – JAGGARD, K.W. – TODD, A.D. – MILFORD, G.F.J. 1996. An analysis of the agronomic, economic and environmental effects of applying N fertilizer to sugarbeet (Beta vulgaris). In: Journal of Agricultural Science, roč.. 127, 1996, č. 4, s. 475-486.

5. ANTUNOVIĆ, M. – RASTIJA, D. – POSPIŠIL, M. 2002. Effect of potassium on yield and quality of diverse sugar beet genotypes. In: Rostlinná výroba, roč. 48, 2002, č. 9, s. 418-423.

6. ANYSZKA, Z. – DOBRZAŃSKI, A. – PAŁCZYŃSKI, J. 2008. Response of onions and carrots to the biostimulator Asahu SL applied with herbicides. In: Biostimulators in Modern Agriculture (Book of Abstracts). Warsaw : Wieś Jutra Sp. Z o.o, 2008, s. 38.

7. BABUŠKA, P. 1998. Atonik – rostlinný stimulátor. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 114, 1998, s. 3.

8. BABUŠKA, P. – PEZA, Z. 2005. Aplikace rostlinného stimulátoru Atonik Pro má vliv na zesílení buněčných stěn rostlinných buněk. [online]. 2005, [cit. 2005-12-10]. Dostupné na internete: <http://www.arysta.cz/download/pokusy/Atonik-1.pdf>

9. BAIER, J. – BAIEROVÁ, V. – SMETÁNKOVÁ, M. 1988. Diagnostika výživy rostlin. Praha : Institut výchovy a vzdělávaní ministerstva zemědělství a výživy ČSR, 1988, 284 s.

10. BAIEROVÁ, V. 2002. Důležitá živina draslík. [online] 2002, [cit. 2004-12-17]. Dostupné na internete: <http://www.vurv.cz/index.php?key=article&id=437>

11. BAJČI, P. et al. 1993. Hodnotenie surovín rastlinného pôvodu. Nitra : VŠP, 1993, 244 s. ISBN 80-7137-127-0.

12. BAJČI, P. – MICHALIKOVÁ, A. 1991. Effects of some biologically-active substances on the yield and quality of sugar beet. In: Rostlinná výroba, roč. 37, 1991, č. 4, s. 357-370.

13. BAJČI, P. – TOMANOVÁ, E. 1991. Stupňované dusíkaté hnojenie a jeho vplyv na zmeny v tvorbe biomasy a v technologickej hodnote jednosemennej odrody cukrovej repy. In: Rostlinná výroba, roč. 37, 1991, č. 1, s. 81-95.

14. BAJČI, P. – TOMANOVÁ, E. 1996. Cukrová repa a jej výživa v priebehu vegetácie. In: Spravodaj repárov a cukrovarníkov. 1996, č.2 s. 6 - 8.

15. BAJČI, P. – PAČUTA, V. – ČERNÝ, I. 1997. Cukrová repa. Nitra : ÚVTIP NOI, 1997, s.111. ISBN 80-85330-35-0.

Zoznam použitej literatúry

88

16. BALÍK, J. – PAVLÍKOVÁ, D. – ČERNÝ, J. 2006a. Mimokoreňová výživa rastlín. In: Naše pole, roč. 10, 2006, č. 4, s. 35 – 37. ISSN 1335-2446.

17. BALÍK, J. – PAVLÍKOVÁ, D. – TLUSTOŠ, P. 2006b. Principy mimokořenové výživy rostlin. In: Racionální použití hnojiv. Praha : ČZU, 2006, s. 16-21.

18. BELL, CH.I. – MILFORD, G.F.J. – LEIGH, R.A. 1996. Sugar beet. In: Zamski E. – Schaffer A.A.: Photoassimilate distribution in plants and crops. Source-sink relationship. USA, New York : Marcel Dekker Inc., 1996, s. 691-707.

19. BELORIT, A. 2004. Aké odrody repy cukrovej sa budú uplatňovať v SR. In: Naše pole, roč. 8, 2004, č. 12, s. 41.

20. BENEŠ, S. 1994. Obsahy a bilance prvků ve sférách životního prostředí. II. část. Praha : MZE. 1994.

21. BITTNER, V. 2006. Abiotické poškození cukrovky. In: Agro, roč. 11, 2006, č. 3, s.31-32.

22. BINFORD, G.D. – BLACKMER, A.M. – CERRATO, M.E. 1992. Nitrogen concentration of young corn plants as an indicator of nitrogen availability. In: Agronomy Journal, roč. 84, 1992, s. 219-223.

23. BIZÍK, J. – MALA, Š. 2004. Možnosti zlepšenia kvantitatívnych a kvalitatívnych parametrov cukrovej repy reguláciou prístupných foriem dusíka v pôde v závlahových podmienkach. In: Řepařství & Sladovnický ječmen. Praha : ČZU, 2004, s. 99-101.

24. BLOCH, D. – HOFFMANN, C. 2005. Seasonal development of genotypic differences in sugar beet (Beta vulgaris L.) and their interaction with water supply. In: Journal of Agronomy and Crop Science, roč. 191, 2005, č. 4, s. 263-272.

25. BLOCH, D. – HOFFMANN, C. – MÄRLÄNDER, B. 2006a. Impact of water supply on photosynthesis, water use and carbon isotope discrimination of sugar beet genotypes. In. European Journal of Agronomy, roč. 24, 2006, č. 3, s. 218-225.

26. BLOCH, D. – HOFFMANN, C. – MÄRLÄNDER, B. 2006b. Solute accumulation as a cause for quality losses in sugar beet submitted to continuous and temporary drought stress. In: Journal of Agronomy and Crop Science, roč. 192, 2006, č. 1, s. 17-24.

27. BOJŇANSKÝ, V. – ŠUBÍKOVÁ, V. – RYBANSKÝ, V.1992. Rizománia repy na Slovensku. In: Poľnohospodárstvo, roč. 38, 1992, č. 4, s. 233–241.

28. BOJŇANSKÝ, V. – ŠUBÍKOVÁ, V. 1999. Ozdravenie technickej cukrovej repy od tradičných vírusových chorôb a rizománia repy v Slovenskej Republike. In: Poľnohospodárstvo, roč. 45, 1992, č. 1, s. 29-38.

29. BOŽÍK, M. et al. 2007. Analýza poľnohospodárskych produkčných systémov PSS a regionálny model PSS farmy. VÚEEP : Bratislava, 2007, 56 s. ISBN 978-80-8058-453-5.

30. BRESTIČ, M. 2001. Determinácia citlivých miest fotosyntézy počas dlhodobej dehydratácie rastlín. In: Journal of Centra European Agriculture [online]. roč. 2, 2001, č. 3-4. s. 217-226 [cit. 2009-10-15]. Dostupné na internete: <http://www.agr.hr/jcea/issues/jcea2-34/jcea234_8.html>. ISSN 1332-9049.


89

31. BRINDZA, J. 1998. Stratégia ochrany a využívania genofondu rastlín. In: Perspektívy genetiky šľachtenia a semenárstva rastlín. Zborník referátov, Nitra : SPU, 1998, s. 6.

32. BRŮHOVÁ, P. – BUBNÍK, Z. – KADLEC, P. 1995. Hodnocení technologické kvality cukrovky. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 111, 1995, s. 153-158.

33. BUDZYŃSKI, W. – DUBIS, B. 2008. Response of winter rape to Asahi SL applied in spring. In: Biostimulators in Modern Agriculture (Book of Abstracts). Warsaw : Wieś Jutra Sp. Z o.o, 2008, s. 94.

34. BUGBEE, B. – WHITE, J. W. 1984. Tomato Growth as Affected by Rootzone Temperatures and the Addition of Gibberellic Acid and Kinetin to Nutrient Solutions. In: Journal of the American Society for Horticultural Science, roč. 109, 1984, s. 121-125.

35. BYNUM, J.B. – COTHREN, J.T. – LEMON, R.G. – FROMME, D.D. – BOMAN, R.K. 2007. Field evaluation of nitrophenolate plant growth regulator (Chaperone) for the effect on the cotton lint yield. In: Journal of Cotton Science, roč. 11, 2007, s. 20-25.

36. CARTER, J.N. – JENSEN, M.E. – BOSMA, S.M. 1974. Determining nitrogen fertilizer needs for sugarbeets from residual soil nitrate and mineralizable nitrogen. In: Agronomy Journal, roč. 66, 1974, s. 319-323.

37. CIEŚLICKI, W. et al. 2008. Effect of biostimulator Asahi SL on yield of winter rape and its quality. In: Biostimulators in Modern Agriculture (Book of Abstracts). Warsaw : Wieś Jutra Sp. Z o.o, 2008, s. 96.

38. CLOUGH, B.F. – MILTHORPE, F.L. 1975. Effects of water deficits on leaf development in tobacco. In: Australian Journal of Plant Physiology, roč. 2, 1975, s. 291-300.

39. CLOVER, G.R.G. – SMITH, H.G. – AZAM-ALI, S.N. – JAGGARD, K.W. 1999. The effects of drought on sugar beet growth in isolation and in combination with beet yellows virus infection. In: Journal of Agricultural Science, roč. 133, 1999, no. 3, s. 251-261.

40. COLER, G.R.G. – AZAM-ALI, S.N. – JAGGARD, K.W. – SMITH, H.G. 1999. The effects of beet yellows virus on the growth and physiology of sugar beet (Beta vulgaris). In: Plant pathology [online]. 1999. roč. 48, č. 1, s. 129-138 [cit. 2007-03-15]. Dostupné na internete: <http://wos02.isiknowledge.com/ciw.cgi>.

41. CREELMAN, R.S. – MANSON, H.S. – BENSEN, R.J. et al. 1990. Water deficit and abscisic acid cause different inhibition of shoot versus root growth in soybean seedlings. In: Plant Physiology, roč. 92, 1990, s. 205-214.

42. ČERNÝ, I. – JAVOR, D. 2004. Variety – an important intensification factor of Chicory (Cichorium intybus L.) growing. In: Naše pole, roč. 5, 2001, č. 6, s. 22-25.

43. ČERNÝ, I. – LÍŠKA, E. 2006. Vplyv teplotných a vlahových podmienok stanovišťa na tvorbu úrody cukrovej repy. In: Poľnohospodárstvo, roč. 52, 2006, č. 2, s. 87-95.

44. ČERNÝ, I. – ONDRIŠÍK, P. 2003. Influence of year and Atonik application on variability of sugar beet root yield and digestion. In: Journal of Central European Agriculture [online]. roč. 4, 2003, č. 4, s. 411 – 418 [cit. 2010-02-14]. Dostupné na internete: <http://www.georgikon.hu/jcea/issues/jcea4-4/pdf/jcea44-16.pdf>.

http://wos02.isiknowledge.com/CIW.cgi�

http://www.georgikon.hu/jcea/issues/jcea4-4/pdf/jcea44-16.pdf�


90

45. ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. 2003. Kvalita úrody cukrovej repy vo vzťahu k ročníku a rôznej dávke Atoniku. In: Journal of Central European Agriculture [online]. 2004, roč. 4, no. 4, s. 419-426 [cit. 2010-02-14]. Dostupné na internete: <http://www.agr.hr/jcea/issues/jcea4-4/pdf/jcea44-17.pdf>

46. ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – FECKOVÁ, J. – GOLIAN, J. 2002. Vplyv ročníka a aplikácie Atoniku na vybrané parameter úrody cukrovej repy. In: Journal of Central European Agriculture, roč. 3, 2002, č. 1, s. 15-22.

47. ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – KARABÍNOVÁ, M. – FECKOVÁ, J. 2003. Hodnotenie úrody a technologickej kvality cukrovej repy vplyvom aplikácie Atoniku a Polyboru. In: 5. celoslovenská vedecká repárska konferencia. Nitra : SPU, 2003, s. 190-194.

48. ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – KARABÍNOVÁ, M. – FECKOVÁ, J. 2004. Aspekty tvorby úrody cukrovej repy vplyvom aplikácie Atoniku a listového hnojiva Polybór 150. In: Řepařství & Sladovnický ječmen. Praha : ČZU, 2004, s. 125-127.

49. ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – KOVÁR, M. 2008. Yield and quality of chicory (Cichorium intynus L.) in dependence on variety and foliar application of Atonik and Polybor 150. In: Journal of Central European Agriculure, roč. 9, 2008, č. 3, s. 425-430.

50. ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – PORUBSKÁ, M. 2007. Production parameters of sugar beet yield depending on the variety and foliar application of Atonik and Polybor 150 preparations. In: Poľnohospodárstvo, roč. 53, 2007, č. 4, 167-174.

51. ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – VILLÁR, G. 2000. Vplyv Atoniku na úrodu a technologickú kvalitu cukrovej repy. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 116, 2000, č. 12, s. 316-319.

52. ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – VILLÁR, G. 2001. Intenzívne pestovanie repy cukrovej vplyvom aplikácie Atoniku a Samppi NO. 3. In: IV. celoslovenská repárska vedecká konferencia. Nitra : VES SPU, 2001, s. 123-125.

53. ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – ŽEMBERY, J. – CANDRÁKOVÁ, E. 2008. Formovanie úrody repy cukrovej vplyvom termodynamických podmienok prostredia. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 124, 2008, č. 3, s. 74-78.

54. ČÍŽ, K. 2009. Výrobci cukru v Evropě. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 125, 2009, č. 9-10, s. 270.

55. DAVIES, W. J. – MANSFIELD, T. A. – HETHERINGTON A. M. 1990. Sensing of soil water status and the regulation of plant growth and development. In: Plant, Cell & Environment, roč. 13, 1990, č. 7, s. 709-719

56. DAVIES, W. J. – TARDIEU, F. – TREJO, C. L. 1994. How do chemical signals work in plants that grow in drying soil? In: Plant Physiology, roč. 104,1994, s. 309-314.

57. DAVIES, W.J. – ZHANG, J. 1991. Root signals and the regulations of growth and development of plant in dry scal. In: Annual Review of Plant Physiology & Plant Molecular Biology, roč. 42, 1991, s. 55-76.

58. DJANAGUIRAMAN, M. – DEVI, D.D. – SHANKER, A.K. – BANGARUSAMY, U. – BABU, R. 2004c. Effect of oxidative stress on abscission of tomato fruit and its nitroregulation by nitrophenols. In: Journal of Tropical Agricultural Science, roč. 16, 2004, s. 25-36.

http://www.agr.hr/jcea/issues/jcea4-4/pdf/jcea44-17.pdf�


91

59. DJANAGUIRAMAN, M. – DEVI, D.D. – SHANKER, A.K. – SHEEBA, J.A. – BANGARUSAMY, U. 2004b. The role of nitrophenol on delaying abscission of tomato flowers and fruits. In: Journal of Food Agriculture and Environment, roč. 2, 2004, s. 183-186.

60. DJANAGUIRAMAN, M. – KATHIRVELAN, P. – MANIVANNAN, V. – SHEEBA, J.A. – DEVI, D.D. – BANGARUSAMY, U. 2004a. Harvest time residue of Atonik (nitro phenols) in tomato and cotton. In: Asian Journal of Plant Science, roč. 3, 2004, s. 624-627.

61. DROPULIĆ, D. – TEKLIĆ, T. – LONČARIĆ, Z. 1995. Influence of fertilization on the nitrate content, their dynamics in soil and on sugar beet root yield and quality. In: Rostlinná výroba, roč. 41, 1995, č. 3, s. 135-140.

62. EBERRTSEDER, T. 2000. Blattdüngung mit Spurelementen. In: Zuckerrübe, roč. 49, 2000, č. 4, s. 161.

63. EHRENBERGEROVÁ, J. 1995. Zakládání a hodnocení pokusu. Brno : MZLU, 1995, 109 s. ISBN 80-7157-153-9.

64. ENDERLEIN, G. 1964. Űber das Aufstellen von Wertindizes zur Selektion. In: Biometrische Zeitschrift, Band 6, 1964, Heft 4, s. 217-245.

65. EUROPEAN COMMISSION, 2007. Draft Assessment Report (DAR) – public version.Sodium nitrocompounds. Zverejnené dáta hodnotené počas EU registrácie. Volume 1, 2007, 107 s.

66. EVANS, L.T. 1993. Crop evaluation, adaptation and yield. Cambridge : Cambridge University Press, 1993, 486 s.

67. FAOSTAT, data. 2005. Agricultural data, Faostat. [online]. Last update 24.01.2006 [cit. 2009-11-22]. Dostupné na internete: <http://faostat.fao.org/site/567/DesktopDefault.aspx?PageID=567#ancor>



70. FECENKO, J. 1994. Význam a súčasná spotreba a potreba priemyselných hnojív. In: Agrochémia, roč. 34, 1994, č. 1, s. 6-8.

71. FECENKO, J. – LOŽEK, O. 2000. Výživa a hnojenie poľných plodín. 1. vyd. SPU : Nitra, 2000, 452 s. ISBN 80-7137-777-5.

72. FECENKO J. – LOŽEK O. – MAZUR B. – MAZUR K. 1997. The effect of foliar application of humate on wheat grain yield and quality. In: Rostlinná výroba, roč. 43, 1997, č. 1, s. 37-41.

73. FECKOVÁ, J. 2005. Produkcia a kvalita cukrovej repy v závislosti na vybraných antropogénnych faktoroch : dizertačná práca. Nitra: SPU, 2005, 115 s.

74. FECKOVÁ, J. – PAČUTA, V. – ORŠULOVÁ, J. 2003. Vybrané parametre produkčného procesu porastu cukrovej repy po aplikácii prípravkov Avit 35 a Humix plus. In: V. celoslovenská vedecká repárska konferencia. Nitra : VES SPU, 2003, s. 122-128.


92

75. FECKOVÁ, J. – PAČUTA, V. – ČERNÝ, I. 2004. Koncentrácia živín v listoch cukrovej repy po aplikácii listových preparátov. In: Řepařství & sladovnický ječmen. Praha : ČZU, 2004, s. 134-136.

76. FERNANDEZ, C.J. – McINNES, K.J. – COTHREN, J.T. 1996. Water status and leaf area. Production in water and nitrogen – stressed cotton. In: Crop Science, roč. 36, 1996, s. 1224-1233.

77. FERNANDEZ, C.J. – CORREA, J.C. 2005. Nitrophenolate based Chaperone alleviated yield-detrimental effects of cotton root rot. In: Proc. Beltwide Cotton Conference, New Orleans, 2005, s. 2075-2077.

78. FRECKLETON, R.P. – WATKINSON, A.R. – WEBB, D.J . – THOMAS, T.H. 1999. Yield of sugar beet in relation to weather and nutrients. In: Agricultural and Forest Meteorology, roč. 93, 1999, č. 1, s. 39-51.

79. GAWROŃSKA, H. – PRZYBYSZ, A. – SŁOWIŃSKI, A. 2008. Biological basis of the mode of action of the Asahi SL biostimulator. In: Biostimulators in Modern Agriculture (Book of Abstracts). Warsaw : Wieś Jutra Sp. Z o.o, 2008, s. 20.

80. GILES, J.F. – REUSS, J.O. – LUDWICK, A.E. 1975. Prediction of nitrogen status of sugar beets by soil analyses. In: Agronomy Journal, roč. 67, 1975, č. 4, s. 454-459.

81. GOODMAN, P. J.1963. Some effects of different soils on composition and growth of sugar beet. In: Journal of the Science of Food and Agriculture, 1963, č.14, s. 196-203.

82. GOODMAN, P.J. 1966. Effect of varying plant populations on growth and yield of sugar beet. In: Agricultural Progress, 41, s. 82-100.

83. GÓRNIK, K. – GRZESIK, M. – MIKA, A. 2007. Improvement of grapevines rooting and growth of plants under stress conditions by Asahi SL. In: Folia horticulturae, roč. 19, 2007, č. 2, s. 57-67.

84. GROSSMAN, J. – HIPPELI, S. – ELSTNER, E.F. 2002. Plant's defense and its benefits for animals and medicine: role of phenolics and terpenoids in avoiding oxygen stress. In: Plant Physiology and Biochemistry, roč. 40, 2002, s. 471-478.

85. GRUSZCZYK, M. – BERBEĆ, S. 2004. The effect of foliar application of some preparations on yield and quality of feverfew (Chrysanthemum parthenium L.) raw material. In: Annales UMCS, sec. E, roč. 59, 2004, č. 2, s. 755-759.

86. GULLUOGLU, L. et al. 2006. Effects of some plant growth regulators and nutrient complexes on above-ground biomass and seed yield of soybean grown under heat-stressed environment. In: Journal of Agronomy, roč. 5, 2006, č. 1, s. 126-130. ISSN 1812-5379.

87. HALTER, L. – HABEGGER, R. – SCHNITZLER, W.H. 2005. Gibberellic acid on artichokes (Cynara scolymus L.) cultivated in Germany to promote earliness and to increase productivity. In: Acta Horticulturae, roč. 681, 2005, s. 75-82.

88. HANES, J. – MUCHA, V. – SISÁK, P – SLOVÍK, R. 1993. Charakteristika hnedozemnej pôdy na výskumno - experimentálnej báze AF VŠP Nitra Dolná Malanta. Nitra : VŠP, 1993, 39 s. ISBN 80-713 7-097-5.

89. HARASIMOWICZ-HERMANN, G. 2008. Modeling of yield structure elements of winter rape by introducing Asahi SL into cultivation technology. In: Biostimulators in Modern Agriculture (Book of Abstracts). Warsaw : Wieś Jutra Sp. Z o.o, 2008, s. 90.


93

90. HARVEY, C. W. – DUTTON, J. V. 1993. Root quality and processing. In: COOKE, D.A. a SCOTT, R.K. The Sugar Beet Crop: Science into Practice. London: Chapman and Hall, 1993, s. 571-617.

91. HEJNÁK, V. – PULKRÁBEK, J. – ŠAFRÁNKOVÁ, I. – STUCHLÍKOVÁ, K. – OTÁHAL, V. 2004. Vodní stres v produkčním procesu cukrovky a regulační úloha kyseliny abscisové. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 120, 2004, č. 7/8, s. 216-219.

92. HERLIHY, M. 1992. Effects of N, P and K on yield and quality of sugar beet. In: Irish Journal of Agricultural and Food Research, roč. 31, 1992, s.35.

93. HOFFMANN, CH. – MAHN, K. – MÄRLÄNDER, B. 2002. Eifluss von Genotyp und Umwelt auf die Zusammensetzung des Schädlichen Stickstoffs in Zuckerrüben. In: Zuckerindustrie, roč. 127, 2002, s. 699-706.

94. HŘIVNA, L. – CERKAL, R. 2009. Možnosti ovlivnění výnosu i kvality cukrovky mimokořenovou výživou. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 125, 209, č. 5-6, s. 164-169.

95. HŘIVNA, L. – BOROVIČKA, K. – BIZÍK, J. – VEVERKA, K. – BITTNER, V. 2004. Komplexní výživa cukrovky. Svaz pěstitelů cukrovky ČR, 67 s.

96. HSIAO, T.C. – ACEVEDO, E. 1974. Plant responses to water deficits, water use efficiency and drought resistance. In: Agricultural Meteorology, roč. 14, 1974, s. 59-84.

97. HUDEC J. – FRANČÁKOVÁ, H. – MUSILOVÁ, J. 2001. Yield and quality of the winter wheat kernel after special organomineral liquid fertilizers application. In: Agriculture, roč. 47, 2001, č. 11, s. 837-849 .

98. CHAVES, M. M. 1991. Effects of water deficits on carbon assimilation. In: Journal of Experimental Botany, roč. 42, 1991, s. 1-16.

99. CHMIELEWSKI, F.-M. – KÖHN, W. 1999. The long-term agrometeorological field experiment at Berlin-Dahlem, Germany. In: Agricultural and Forest Meteorology, roč. 96, 1999, s. 39-48.

100. CHOCHOLA, J. 2004. Cukrovka 2004 – průvodce pěstováním. Semčice : Řepařský institut, 2004, 74 s.

101. CHOLUJ, D. – KARWOWSKA, R. – JASIŃSKA, G. – HABER, G. 2004. Growth and dry matter partitioning in sugar beet plants (Beta vulgaris L.) under moderate drought. In: Plant, Soil and Environment, roč. 50, 2004, č. 6, s. 265-272.

102. JAGGARD, K.W. – DEWAR, A.M. – PIDGEON, J.D. 1998. The relative effects of drought stress and virus yellow on the yield of sugar beet in the UK, 1980-1995. In: Journal of Agricultural Science, roč. 103, 1998, s. 337-343.

103. JANČOVIČ, J. 1988. Vplyv hlavných meteorologických prvkov na úrodu sušiny trávnych porastov. In: Rostlinná výroba, roč. 34, 1988, č. 1, s. 101-106.

104. JAROSZ, A. – SŁOWIŃSKI, A. – KOSITORNA, J. – SMOLIŃSKI, M. 2008. Including Asahi SL biostimulant into the technology of sugar beet growing. In: Biostimulators in Modern Agriculture (Book of Abstracts). Warsaw : Wieś Jutra Sp. Z o.o, 2008, s. 122.

105. JASIEWICZ, C. – ANTONKIEWICZ, J. 2006. Foliar Fertilization of plants in Poland. In: Racionální použití hnojív. Praha : ČZU, 2006, s. 68-72.


94

106. JIRSÁK, A. – PURŠL, F. 2003. Šlechtení cukrovky – výsledek a trendy. In: Úroda, roč. 51, 2003, č. 11, s. 10-11. ISSN 0139-6013.

107. JONES, P.D. – JEGGARD, K.W. – PIDGEON, J.D. 2003. Future climate impact on the productivity of sugar beet (Beta wlgaris L.) in Europe. In: Climatic Change, roč. 58, 2003, č. 1-2, s. 93-108.

108. JOZEFYOVÁ, L. – PULKRÁBEK, J. – URBAN, J. 2003. The influenc of harvest date and crop treatment on the production of two different sugar beet variety types. In: Plant, Soil and Environment, roč. 49, 2003, č. 11, s. 492-498.

109. JOZEFYOVÁ, L. – PULKRÁBEK, J. – URBAN, J. 2004. Posouzení možnosti využití chlorofylmetru k optimalizaci dusíkatého hnojení cukrovky. In: Řepařství & Sladovnický ječmen. Praha : ČZU, 2004, s. 102-105.

110. KADIRI, M. – MUKHTAR, F. – AGBOOLA, D.A. 1997. Responses of some Nigerian vegetables of plant growth regulator treatments. In: Revista de biologia tropical, s. 23-28.

111. KARGL, R. – PÝCHA, M. 1957. Závlaha cukrovky. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 73, 1957, č. 2, 45-48.

112. KENTER, CH. – HOFFMANN, CH. 2002. Ertrags- und Qualitätsentwicklung von Zuckerrüben in Abhängigkeit von Temperatur und Wasserversorgung. In: Zuckerindustrie, roč. 127, 2002, s. 690-698.

113. KENTER, CH. – HOFFMANN, CH. 2003. Impact of weather on yield formation of sugar beet in Germany. In: Advances in Sugar Beet Research, 5. Institut Internationale de Recherches Betteravières, 2003, s. 19-32.

114. KENTER, C. – HOFFMANN, C.M. 2006. Seasonal pattern of sucrose concentration in relation to other quality parameters of sugar beet (Beta vulgaris L.). In: Journal of the Science of Food and Agriculture, roč. 86, 2006, č.1, s. 62-70.

115. KENTER, CH. – HOFFMANN, CH.M. – MÄRLÄNDER, B. 2006. Effects of weather variables on sugar beet yield development (Beta vulgaris L.). In: European Journal of Agronomy, roč. 24, 2006, č. 1, s. 62-69.

116. KOLNÍKOVÁ, J. 2010. Mode of Action of Atonik, a plant stimulator [elektronická pošta]. Správa pre: Martina PORUBSKÁ. 2010-02-02 [cit. 2010-02-15]. Osobná komunikácia.

117. KOŁODZIEJ, B. 2004. The effect of Atonik and foliar fertilization on yielding and American ginseng (Panax quinquefolium L.) raw material quality. In: Annales UMCS, sec. E, roč. 59, 2004, č. 1, s. 157-162.

118. KOŁODZIEJ, B. 2008. The effect of plantation establishment method and Atonik application in goldenrod ( Solidago virgaurea L. ssp. Virgaurea) cultivation. In: Acta Scientiarum Polonorum, Hortorum Cultus, roč. 7, 2008, č. 3, s. 33-39.

119. KORCSOG, D. 2002. Intenzifikácia pestovania cukrovej repy – neustála výzva pre pestovateľa a spracovateľa. In: Naše pole, roč. 6, 2002, č. 12, s. 34-35.

120. KOSITORNA, J. – SMOLIŃSKI, M. 2008. Biostimulators can protect sugar beet from stress caused by herbicides. In: Biostimulators in Modern Agriculture (Book of Abstracts). Warsaw : Wieś Jutra Sp. Z o.o, 2008, s. 26.


95

121. KOSTREJ, A. – DANKO, J. – JUREKOVÁ, Z. – ZIMA, M. – GÁBORČÍK, N. – VIDIVIČ, J. 1998. Ekofyziológia produkčného procesu porastu a plodín. Nitra : SPU, 1998, 187 s. ISBN 80-7137-528-4.

122. KOUPIL, S. 1997. Effect of growth regulator Atonik on some Apple cultivars: effect on yiled and alternate bearing. In: Záhradníctví, roč. 24, 1997, č. 1, s. 7-11.

123. KOZAK, M. et al. 2008. The effect of different sowing rate and of Asahi SL biostimulator on growth and yield of soya bean. In: Biostimulators in Modern Agriculture (Book of Abstracts). Warsaw : Wieś Jutra Sp. Z o.o, 2008, s. 102.

124. KOVÁČ, K. – MACÁK, M. – ŽÁK, Š. 2006. Effect of nitrogen from different sources on yield and quality of sugar beet in nitrate vulnerable zones. In: Agriculture, roč. 52, 2006 č. 4, s. 199-209.

125. KOVÁČOVÁ, M. 1999. Výživa a hnojenie cukrovej repy. In: Naše pole, roč. 3, 1999, č. 3, s. 26-27. ISSN 1335-2466.

126. KOVÁČOVÁ, M. 2002. Prípravok Elorisan pri pestovaní cukrovej repy. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 118, 2002, č. 3, s. 72-73.

127. KOVÁČOVÁ, M. 2004. Využitie kvapalných hnojív pri pestovaní repy cukrovej. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 120, 2004, č. 5/6, s. 160-161.

128. KOVÁR, M. – ČERNÝ, I. 2008a. Možnosti regulácie rastovo-produkčného procesu plodín nitrofenolátmi : mechanizmus a fyziologické dôsledky. In: Aktuálne problémy riešené v agrokomplexe. Zborník recenzovaných príspevkov z XII. ročníka medzinárodného vedeckého seminára. Nitra : SPU, 2008, s. 92-103.

129. KOVÁR, M. – ČERNÝ, I. 2008b. Zvyšujú nitrofenoláty toleranciu rastlín čakanky na sucho? In: Nové poznatky z genetiky a šľachtenia poľnohospodárskych rastlín. Zborník z 15. vedeckej konferencie. Piešťany : VÚRV, 2008, s. 132-134.

130. KOVÁR, M. – ČERNÝ, I. 2008c. Zlepšenie produkčnej výkonnosti čakanky aplikáciou biologicky aktívnych látok. In: I. vedecké agronomické dni. Zborník recenzovaných vedeckých prác. Nitra : SPU, 2008, s. 140-144.

131. KRÁĽOVIČ, J. 1994. Úloha draslíka vo fyziologických procesoch a v realizácii úrodového potenciálu rastlín. In: Agrochémia, roč. 34, 1994, č. 9-10, s. 163-165.

132. KUDREV, T.G. 1969. Some aspects of translocation and accumulation of assimilates in wheat grain in relation to water stress and treatment of the stalk with growth regulators. Symposium on the Mechanism of Fruiting, Translocation and Accumulation of Nutrients in Plant Organism, Warszawa-Skierniewice, 1969, s. 1-4.

133. KUDRNA, K. 1979. Zemědělské soustavy. 2. doplnené vydanie. Praha : SZN, 1979, 720 s.

134. KUDRNA, K. 1967. Thermodynamický charakter vlivu klimatických faktorů na utvážení výnosů polních plodin. In: Rostlinná výroba, roč. 13, 1967, č. 6.

135. KULOVANÁ, E. 2001. Výnosová schopnost cukrovky. In: Agroweb [online]. 2001, [cit. 2009-12-10]. Dostupné na internete: <http://www.agroweb.cz/Vynosova-schopnost-cukrovky__s44x10564.html>

136. LAZAROV, R. 1965. Koeficienti za opredeljane na listnata poverchnost pri njakosti selskostopanski kulturi. In: Rastenievedni nauki, roč.2, 1965, s. 27-37.


96

137. LETRICH, R. 2005. Komisia chce „osladiť“ cukrovarníkom život. In: Roľnícke noviny, roč. 76, 2005, č. 27, s. 1, 3.

138. LICHTENTHALER, H.K. 1996. Vegetation stress: an introduction to the stress concept of plants. In: Plant Physiology, roč. 148, 1996, s. 4-14.

139. LOMJANSKÝ, S. – ŽÁKOVÁ, J. 2001. Testovanie materského peľovosterilného komponenta cukrovej repy v podmienkach rizománie. In: IV. Celoslovenská vedecká repárska konferencia. Nitra : SPU, 2001, s. 150-152.

140. LORENZ, M. 1998. Odrůda – vnější a vnitřní kvalita. In: Řepařství 1998. Sborník z konference v Praze. Praha : KRV AF ČZU, s. 59-63, ISBN 80-213-0374-3.

141. LOŽEK, O. et al. 1997. Výživa a hnojenie rastlín. Nitra : SPU, 1997, 104 s. ISBN 80-7137-348-6.

142. MACH, F. – VALENTOVIČOVÁ, O. 1997. Repárska a cukrovarnícka príručka. Bratislava : VÚEPP, 1997, 117 s.

143. MACHÁČKOVÁ, I. – KREKULE, J. 2002. Plant growth regulators – theory and praxis. In: Setrvalý rozvoj rostlinné a živočišné produkce – cesta k rozvoji českého venkova. Praha : AF ČZU, 2002, s. 113-114. ISBN 80-213-0923-1.

144. MASAROVIČOVÁ, E. et al. 2002. Fyziológia rastlín. Bratislava : UK, 2002, s. 272 -273. ISBN 80-223-1615-6.

145. MARSCHNER, H. 1995. Mineral nutrition of higher plants. 2. vyd. London : Academic Press, 1995. 889 s. ISBN 0-12-473543-6.

146. MARSCHNER, H. – KUIPER, P.J.C. – KYLIN, A. 1981. Genotypic differences in the response of sugar beet plants to replacement of potassium by sodium. In: Plant Physiology, roč. 51, 1981, č. 2, s. 239-244.

147. MÄRLÄNDER, B. 1991. Zuckerrueben. Produktionssteigerung bei Zuckerrueben als Ergebnis der Optimierung von Anbauverfahren und Sortenwahl sowie durch Züchtungsfortschritt. Bernhard-Pätzold : Stadthagen, 1991.

148. McGRATH, J.M. – DERRICO, C.A. – YU, Y. 1999. Genetic diversity in selected, historical US suagerbeet germplasm and Beta vulgaris ssp. maritima. In: Theoretical and Applied Genetics, roč. 98, 1999, s. 968-976.

149. MEDVEĎ, M. 1999. Technologická kvalita cukrovej repy a ako ju ovplyvňuje kvalita pôdy. In: Naše pole. roč. 3, 1999, č. 1, s. 18. ISSN 1335-2466.

150. MENGEL, K. – KIRKBY, E.A. 2001. Principles of Plant Nutrition. 5. vyd. [online]. Dordrecht : Kluwer Academic Publishers, 2001, 833 s [cit. 2010-03-14]. Dostupné na internete: <http://www.google.com/books?hl=sk&lr=&id=ePhJuYcz4yUC&oi=fnd&pg=PA1&dq=Mengel+principles+of+plant+nutrition&ots=ix8SoFRTg4&sig=5yXU02s4QN2jE6hccK4fq9DeEeY#v=onepage&q=&f=false>

151. MERAVÁ, E. 2009. Cukrová repa – cukor : situačná a výhľadová správa k 30.9.2009 [online]. Bratislava : VUEPP, 2009, 37 s [cit 2010-02-26]. Dostupné na internete: <http://www.vuepp.sk/publikacie4.html>. ISBN 80-8058-517-4.

152. MILFORD, G.F.J. – POCOCK, T.O. – RILEY, J.,1985. An analysis of leaf growth in sugar beet. 1. Leaf appearance and expansion in relation to temperature under controlled conditions. In: Annals of Applied Biology, roč. 106, 1985, s. 163-172.


97

153. MIKOS-BIELAK, M. – KUKIEŁKA, W. 2000. Atonik – one of the factors modifying natural antioxidant content in berries fruits. Rocz. AR Poznań. 323. In: Ogrodnictwo, roč. 3, 2000, č. 2, s. 401-402.

154. MINX, L. 1999. Délka vegetační doby – závažný problém českého řepařství. In: Listy cukrovarnícke a řepařské, roč. 115, 1999, č. 4, s. 50-51.

155. MITTLER, R. 2002. Oxidative stress, antioxidants and stress tolerance. In: Trends in Plant Science, roč. 7, 2002, s. 405-410.

156. MORGAN, J.M. 1992. Osmotic components and properties associated with genotypic differences in osmoregulation in wheat. In: Australian Journal of Plant Physiology, roč. 19, 1992, s. 67-76.

157. NEETESON, J.J. 1995. Nitrogen management for intensively grown arable crops and field vegetables. s. 295–325. In: P.E. Bacon (ed.) Nitrogen fertilization in the environment. New York : Marcel Dekker, 1995.

158. OBER, E. 2001. The search for drought tolerance in sugar beet. In: British Sugar Beet Review, roč. 69, 2001, s. 40-43.

159. OBER, E.S. – LUTERBACHER, M.C. 2002. Genotypic variation for drought tolerance in Beta vulagaris. In: Annals of Botany, roč. 89, 2002, s. 917-924.

160. OBER, E.S. et al. 2004. Assessing the genetic resources to improve drought tolerance in sugar beet: agronomic traits of diverse genotypes under droughted and irrigated conditions. In: Field Crops Research, roč. 90, 2004, s. 213-234.

161. OLŠOVSKÁ, K. 1997. Vplyv vodného stresu na vodný režim a produktivitu jarného jačmeňa. In: Proceedings on the international Conference on Barley: production and realisation. Nitra : SPU, 1997, s. 126-128.

162. OOSTERHUIS, D. – ROBERTSON, W.C. 2000. The use of plant growth regulators and other additives in cotton production. In: AAES Special Report 198, Proceedings of the 200 Cotton Meeting, 2000, s. 22-32.

163. ORŠULOVÁ, J. 2007. Formovanie kvantity a kvality úrody cukrovej repy vo vzťahu k vybraným antropogénnym faktorom : Autoreferát dizertačnej práce. Nitra : SPU, 2007, 21 s.

164. PAČUTA, V. ČERNÝ, I. – FECKOVÁ, J. – POSPIŠIL, M. – KARABÍNOVÁ, M. – ORŠULOVÁ, J. 2003. Kvantita a kvalita produkcie cukrovej repy v závislosti na ročníku, odrode a foliárnej výžive. In: V. celoslovenská vedecká repárska konferencia (Zborník príspevkov). SPU : Nitra, 2003, s. 110-116.

165. PAČUTA, V. – ČERNÝ, I. – FECKOVÁ, J. – POSPIŠIL, M.- KARABÍNOVÁ, M. – HORVÁT, F. 2004. Vplyv vybraných faktorov na úrodu buliev, digesciu a úrodu polarizačného cukru v pestovateľskom systéme cukrovej repy. In: Řepařství & sladovnický ječmen. Praha : ČZU, 2004, s. 116-120.

166. PAČUTA, V. – ČERNÝ, I. – KARABÍNOVÁ, M. 2000. Vplyv vybraných faktorov na úrodu a kvalitu cukrovej repy. In: Rostlinná výroba, roč. 46, 2000, s. 371-378.

167. PAČUTA, V. – ČERNÝ, I. – KARABÍNOVÁ, M. 2002. Využitie listových hnojív s obsahom biologicky aktívnych látok pri tvorbe úrody a kvality cukrovej repy. In: Řepařství. Sborník z konference 20.-21.2.2002. Praha : ČZU, 2002, s. 131-135.

168. PAČUTA, V. – ČERNÝ, I. – ROTHOVÁ, V. – KREBS, M. – BUDAY, M. 2009. Influence of genotype, foliar fertilization and weather conditions on sugar beet root


98

yield and quality. In: 44th Croation & 4th International Symposium on Agriculture [online]. 2009, s. 598-601 [cit. 2010-03-19]. Dostupné na internete: <http://sa.pfos.hr/sa2009/radovi/pdf/Radovi/r05-029.pdf >.

169. PAČUTA, V. – FECKOVÁ, J. 2005. Effect of weather condition, varieties and liquid leaf fertilizers containing bioactive components on sugar beet quantity and quality parameters. In: Poľnohospodárstvo, roč. 51, 2005, č. 10, s. 528-538.

170. PAČUTA, V. – KARABÍNOVÁ, M. – ČERNÝ, I. 1999. Quantity and quality of sugar beet yield in relationship to selected growing factors. In: Rostlinná výroba, roč. 45, 1999, č. 2, s. 61-67.

171. PAČUTA, V. – KRATOCHVÍL, J. 2000. Cukrová repa – súčasnosť a perspektívy v podmienkach Slovenska. In: 6. zjazd Slovenskej spoločnosti pre poľnohospodárske, lesnícke, potravinárske a veterinárske vedy pri SAV. Bratislava : SAV, 2000, s. 7-11.

172. PAČUTA, V. – ORŠULOVÁ, J. – ČERNÝ, I. – KOVÁČIK, P. 2001. Vplyv stimulačných listových hnojív na úrodu buliev a technologickú kvalitu cukrovej repy. In: Listy cukrovarnícke a řepařské, roč. 117, 2001, č. 7-8, s. 182-185.

173. PANAJOTOV, N. D. 1997. The effect of plant growth regulator Atonic on the yield and quality of the reproduced seeds of sweet pepper. In: Acta Horticulturae, roč. 462, 1997, s. 757-762.

174. PAPADOPOULOS, A.P. – SAHA, U. – HAO, X. – KHOSLA, S. 2006. Response of rockwool-grown greenhouse cucumber, tomato, and pepper to kinetin foliar sprays. In: HortTechnology, roč. 16, 2006, č. 3, s. 32–35.

175. PETR, J. et al. 1980. Tvorba výnosu hlavních polních plodin. Praha : SZN, 1980.

176. PETR, J. et al. 1987. Počasí a výnosy. Praha : SZN, 1987. 368 s. ISBN 07-139-87 -04/41.

177. PIDGEON, J. D. – WERKER, A.R. – JAGGARD, K. W. et al. 2001. Climatic impact on the productivity of sugar beet in Europe, 1961-1995. In: Agricultural and Forest Meteorology, roč. 109, 2001, s. 27-37.

178. PIDGEON, J. D. – JAGGARD, K. W. – LISTER, D. H. et al. 2004. Climatic impact on the productivity of sugar beet (Beta vulgaris L.) in Europe. In: Zuckerindustrie, roč. 129, 2004, č. 1, s. 20-25.

179. PIDGEON, J.D. – OBER, E.S. – QI, A. et al. 2006. Using milti-environment sugar beet variaty trials to screen for drought tolerance. In: Field Crop Research, roč. 95, 2006, č. 2-3, s. 268-279.

180. PILAŘ, M. 2004. Výživný stav řepky a efektivnost listové výživy. In: Sborník „Řepka a Mák“. [online] 2004 [cit. 2004-10-20]. Dostupné na internete: <http://www.af.czu.cz/svri/sbornik04/33-pilar.pdf>.

181. PROCHÁZKA, S. – ŠEBÁNEK, J. – MACHÁČKOVÁ, I. – KREKULE, J. 1997. Regulátory rostlinného růstu. Praha : Academica, 1997, 395 s.

182. PROCHÁZKA, S. – MACHÁČKOVÁ, I. – KREKULE, J. – ŠEBÁNEK, J. et al. 1998. Fyziologie rostlin. Praha : Academia nakladatelství Akademie věd České republiky, 1998, 484 s. ISBN 80-200-0586-2.

183. PRZYBYSZ, A. – SZALACHA, E. – MAŁECKA-PRZYBYSZ, M. et al. 2008. Efficiency of photosynthetic apparatus in field grown oil seed rape plants as affected


99

by biostimulator Asahi SL. In: Biostimulators in Modern Agriculture (Book of Abstracts). Warsaw : Wieś Jutra Sp. Z o.o, 2008, s. 58.

184. PULKRÁBEK, J. 1995. Možnosti ovlivnení tvorby výnosu cukrovky biologicky aktivními látkami. Rostlinná výroba, 41, 1995, č. 8, s. 389-392.

185. PULKRÁBEK, J. 2001. Cesty ke zvýšení produkce cukrovky. In: Úroda, roč. 49, 2001, č. 4, s. 36-37. ISSN 0139-6013.

186. PULKRÁBEK, J. 2004. Okopaniny. [online] 2004 [cit. 2004-10-15]. Dostupné na internete: <http://etext.czu.cz/php/skripta/skriptum.php?titul_key=5>

187. PULKRÁBEK, J. et al. 2000. Nový prostor v českém řepařství a cukrovarnictví. In: Zamyšlení nad rostlinnou výrobou. Praha : ČZU, 2000, s. 49-54.

188. PULKRÁBEK, J. – ELČKNER, M. – KORDA, J. 1998. Vliv srážek na výnosy bulev cukrovky a jejich stabilitu v ZOS Šestajovice-Jirny. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 114, 1998, č. 7/8, s. 187-190.

189. PULKRÁBEK, J. – HEJNÁK, V. – OTÁHAL, V. 2004. Fotochemická reakce rostlin cukrovky na závlahu, foliární výživu a růstové regulátory. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 120, 2004, č. 11, s. 303.

190. PULKRÁBEK, J. – ŠVACHULA, V. – KŘIVÁNEK, J. 2008. Změny v produkci cukrovky vlivem počasí. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 124, 2008, č. 9-10, s. 263-267.

191. PULKRÁBEK, J. – ŠROLLER, J. – ZAHRADNÍČEK, J. 1999. The effect of growth regulators on the yield and quality of sugar beet roots. In: Rostlinná výroba, roč. 45, 1999, č. 8, s. 379-386.

192. PULKRÁBEK, J. – URBAN, J. – BEČKOVÁ, I. 2007. Využití Atoniku Pro k urychlení postresové regenerace a zmírnění dopadů herbicidního stresu na cukrovku. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 123, 2007 č. 2, s. 43-46.

193. PULKRÁBEK, J. – ZAHRADNÍČEK, J. 1998. Regulátory růstu při pěstovaní cukrovky. In: Řepařství 1998. Praha : ČZU, 1998, s. 142-146.

194. PULKRÁBEK, J. – ZAHRADNÍČEK, J. 2002. Uplatnení biologicky aktivních látek u cukrovky. In: Úroda, roč. 50, 2002, č. 10, s. 23-25. ISSN 0139-6013.

195. REHORA, J. 2000. Hodnotenie pestovania repy cukrovej na Slovensku. In: 4. celoslovenská repárska vedecká konferencia. Nitra : SPU, 2000, s. 2-6.

196. REINEFELD, E. et al. 1974. Zur Voraussage des Melassezuckers aus Rübenanalysen. In: Zucker, roč. 27, 1974, č. 1, s. 2.

197. RINALDI, M. 2003. Variation in specific leaf area for sugar beet depending on sowing date and irrigation. In: Italian Journal of Agronomy, roč.7, 2003, č. 1, s. 23-32.

198. RICHTER, R. et al. 1994. Výživa a hnojení rostlin (I. Obecná část). Brno : VŠZ, 1994, 177 s.

199. RICHTER, R. 2004. Mimokořenová výživa rastlin. Multimediální učební texty z výživy rostlin. [Online]. 2004 [cit. 2010-01-15]. Dostupné na internete: <http://web2.mendelu.cz/af_221_multitext/vyziva_rostlin/html/prijem_zivin/a_index_prijem_zivin.htm>


100

200. RICHTER, G. M. – JAGGARD, K. W. – MITCHELL, R. A. C. 2001. Modeling radiation interception and radiation use efficiency for sugar beet under variable climatic stress. In: Agric. Forest Meteorol. 109, 2001, s. 13-25.

201. ROTHOVÁ, V. 2008. Vplyv abiotických faktorov a agrotechnických zásahov na produkciu a kvalitu cukrovej repy (Beta vulgaris prov. altissima Doell) : Autoreferát dizertačnej práce. Nitra : SPU, 2008, 20 s.

202. RUBINOWSKA, K. – MICHAŁEK, Q. – PARZYMIES, M. 2008. The effect of cytokinin nad auxin on the changes of physiological activity in micro-seedlings of Clematis vicitella. In: Biostimulators in Modern Agriculture (Book of Abstracts). Warsaw : Wieś Jutra Sp. Z o.o, 2008, s. 76.

203. RYBÁČEK, V. et. al. 1985. Cukrovka. Praha : SZN, 1985. 480 s. ISBN 07-099-85 -04/34.

204. RYCHTÁRIK, J. 1993-1994. Stav a perspektívy národného programu genofondu kultúrnych rastlín v Slovenskej republike. In: Ročenka Genetické zdroje rastlín (príloha). Nitra : VŠP, 1993-1994, s.73.

205. SAGLAM, N. – GEBOLOGLU, N. – YILMAZ, E. – BROHI, A. 2002. The effects of different plant growth regulators and foliar fertilizers on yield and quality of crisp lettuce, spinach and pole bean. In: Acta Horticulturae, roč. 579, 2002, s. 619-623.

206. SANDRAS, B.O. – VILLABLOBOS, F.L. – FERERES, E. 1993. Leaf expansion in held-grown sunflower in response to soil leaf water status. In: Agronomy Journal, roč. 85, 1993, s. 564-570.

207. SERRANO, M. et al. 2010. Antioxidant and nutritive constituents during sweet pepper development and ripering are enhanced by nitrophenolate treatments. In: Food Chemistry [online]. 2010, roč. 118, č. 3, s. 497-503 [cit. 2010-02-26]. Dostupné na internete: http://www.sciencedirect.com/science?_ob=ArticleListURL&_method=list&_ArticleListID=1207713941&_sort=r&view=c&_acct=C000050221&_version=1&_urlVersion=0&_userid=10&md5=0ec5a3ae516e5868c14b94a00f94b952>

208. SCOTT, R.K. – JAGGARD, K.W. 1993. Crop Physiology and Agronomy. In: COOKE, D.A. – SCOTT, R.K. The Sugar Beet Crop: Science into practice. London : Chapman & Hall, 1993, s. 178-237. ISBN 0-412-25130-2.

209. SHARMA, R. – SHARMA, B. – SINGH, G. 1984. Phenols as regulators of nitrate reductase activity in Cicer arietinum L. In: Φyton. roč. 44, 1984, s. 185-188.

210. SHAW, B. – THOMAS, T.H. – COOKE, D.T. 2002. Responses of sugar beet (Beta vulgaris L.) to drought and nutrient deficiency stress. In: Plant Growth Regulaton, roč. 37, 2002, s. 77-83.

211. SHI, C. – SHI, C.H. 1999. An experiment on the yield increasing effect of Atonik in tomato. In: Zhejiang Nongye Kexue, roč. 4, 1999, s. 182-183.

212. SHORE, M. – DUTTON, J.V. – HOUGHTON, B.J. – BOWLER, G. 1982. How much is that extra nitrogen fortilizer costing you? In: British Sugar Beet Review, roč. 50, 1982, s. 54-55.

213. STEHLÍKOVÁ, B. 1998. Základy bioštatistiky. Skriptá pre dištančné štúdium. Nitra : VES SPU, 81 s. ISBN 80-7137-774-0.

http://www.sciencedirect.com/science?_ob=ArticleListURL&_method=list&_ArticleListID=1207713941&_sort=r&view=c&_acct=C000050221&_version=1&_urlVersion=0&_userid=10&md5=0ec5a3ae516e5868c14b94a00f94b952�




101

214. STEHLÍKOVÁ, B. – ŠKULECOVÁ, M. 1998. Statgraphics. Skriptá pre dištančné štúdium. Nitra : VES SPU, 1998, 176 s. ISBN 8-7137-570-5.

215. STRAKA, R. 2004. Požiadavky cukrovarov na pestovateľov cukrovej repy. In: Naše pole, roč. 8, 2004, č. 4, s. 54-55.

216. STRNAD, P. 1995. Vliv hnojení na výnos a technologickou jakost cukrovky. In: Úroda, roč. 4, 1995, č. 2, s. 26-27. ISSN 0139-6013.

217. SUMIATI, E. 1989. The effect of mulch, shade and palnt growth regulators on the yield of tomato cultivar Berlian. In: Buletin Penelitian Hortikultura, roč. 18, 1989, č. 2, s. 18-31.

218. SVOBODOVÁ, I – MÍŠA, P. 2004. Effect of drought stress on the formation of yield elements in spring barley nad the potential of stress expression reduction by foliar aplication of fertilizers and growth stimulator. In: Plant, Soil and Environment, roč. 50, 2004, č. 10, s. 439-446.

219. ŠANTA, I. 1995. Využitie regulátora rastu Rastim 30 DKV v podmienkach východoslovenskej nížiny. In: Agrochémia, roč. 35, 1995, č. 5-6, s. 93-94.

220. ŠESTÁK, Z. – ČATSKÝ, J. et al. 1966. Metody studia fotosynthetické produkce rostlin. Metodické příručky experimentálni botaniky. Praha : Academia, 1966, s. 396.

221. ŠMEHÝLOVÁ, K. 2008. Menej repy – menej cukru. [online] 2008 [cit. 2009-11-15]. Dostupné na internete: <http://www.agroserver.sk/news/menej-repy-menej-cukru.html>

222. ŠPÁNIK, F. – ŠIŠKA, B. – REPA, Š. 2002. Agroklimatické a fenologické pomery Nitry. Nitra : VES SPU, 2002, 39 s. ISBN 7137-987-5.

223. ŠVACHULA, V. – PULKRÁBEK, J. – ZAHRADNÍČEK, J. 1996. Changes in betain content in selected cultivars of suagr beet treated with biologycally active compounds. In: Scientia Agric. Bohem., 27, s. 183-197

224. ŠVACHULA, V. 1999a. Zmírňování nepříznivých vlivů počasí na produkci cukrovky. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 115, 1999, č. 2, s. 46.

225. ŠVACHULA, V. 1999b. Cykličnost cukernatosti řepy ve vztahu k dlouhodobým změnám klimatu (Je cukernatost řepy periodický jev?). In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 115, 1995, s. 196-198.

226. TARDIEU, F. 1996. Drought perception by plants. Do cells of droughted plants experience water stress? In: Plant Growrh Regululation, roč. 20, 1996, s. 93-104.

227. TEREN, J. 2000. O rastlinných živinách teraz trochu inak...(2). In: Naše pole, roč. 4, 2000, č. 7, s. 26.

228. TEREN, J. 2002. Nedostatok zinku a jeho eliminácia. In: Naše pole, roč. 6, 2002, č. 7, s. 32.

229. TOBIAŠOVÁ, E. – ŠIMANSKÝ, V. 2009. Kvantifikácia pôdnych vlastností a ich vzájomných vzťahov ovplyvnených antropickou činnosťou. SPU : Garmond Nitra, 2009, 113 s. ISBN 978-80-552-0196-2.

230. TOHIDLOO, G. – GHALEBI, S. – TALEGHANI, D. – SADEGHIAN, S.Y. – CHEGINI, M.A. 2004. Study of water use efficiency, yield and quality of two sugar beet varieties in line source sprinkler irrigation. In: 4th International Crop

http://www.agroserver.sk/news/menej-repy-menej-cukru.html�

http://www.agroserver.sk/news/menej-repy-menej-cukru.html�


102

Science Congress, Proceedings. Dostupné na internete: <http://www.regional.org.au/au/cs/2004/poster/1/5/1090_tohidloog.htm>

231. URBAN, J. – JOZEFYOVÁ, L. – PULKRÁBEK, J. 2004a. Vliv standardní a intenzivní pěstitelské technologie na výnos a jakost tří různých typů odrůd cukrovky. In: Řepařství & Sladovnický ječmen. Praha : ČZU, 2004, s. 25-27.

232. URBAN, J. – PULKRÁBEK, J. – JOZEFYOVÁ, L. – ŠROLLER, J. 2004b. Vliv vybraných pěstitelských faktorů na výnos a jakost cukrovky. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 120, 2004, č. 2, s. 39-42.

233. UŽÍK, M. - ŽOFAJOVÁ, A. 1999. Perspektívy šľachtenia rastlín na Slovensku. In: Perspektívy genetiky a semenárstva rastlín. Zborník referátov. Nitra : SPU, 1999, 24 s.

234. VALLADARES, F. – GIANOLI, E. – GÓMEZ, J.M. 2007. Ecological limits to plant phenotypic plasticity. In: New Phytologist, roč. 176, 2007, s. 749-763.

235. VAMERALI, T. et al. 2003. Fibrous root turnover and growth in sugar beet (Beta vulgaris var. saccharifera) as affected by nitrogen shortage. In: Plant and Soil, roč. 255, 2003, s. 169-177.

236. VANĚK, E. et al. 2002. Výživa a hnojení polních a zahradních plodin. Praha : Redakce odborných časopisů, 2002. 132 s. ISBN 80-902413-1-3.

237. VACH, M. – JAVŮREK, M. 2003. Působení doplňkové výživy a regulátoru růstu Atonik na produkci a kvalitativní ukazatele ozimé pšenice a cukrovky. In: Výživa rostlin v trvale udržitelném zemědělství : sborník referátů z mezinárodní konference. MZLU : Brno, 2003, s. 185-189.

238. VARGA, L. – FILOVÁ, A. 2005. Foliárna výživa poľnohospodárskych rastlín. In: Naše pole, roč. 9, 2005, č. 4, s. 42-43.

239. VAVRINA, C. S. (1998) Atonik plant growth stimulator: Effect on cucumber under seepage irrigation in SW Florida, Institute of Food and Agricultural Sciences, University of Florida, Report Č. VEG 97.5.

240. WATSON, D.J. 1958. Dependence of Net Assimilation Rate on Leaf-area Index. In: Annals of Botany, roč. 22, 1958, č. 1, s. 37-54.

241. WATTS, W.R. 1974. Leaf extension on Zea Mays L. III. Field measurement of leaf extension in response to temperature and leaf water potential. In: Journal of Experimental Botany, roč. 25, 1974, s. 1085-1096.

242. WEEDEN, B. 2000. Potential of Sugar Beet on the Atherton Tableland : A Report fot the Rural Industries Research and Development Corporation, 2000, 60 s.

243. WINNER, C. 1990. Standort und Leistung der Zuckerrübe – Zur Frageder Bedeutung des Standortes für die Sortenwahl. In: Zuckerindustrie, roč. 115, 1990, s. 34-39.

244. WIŚNIOWSKA-KIELIAN, B. 2006. Selected foliar fertilizers used in Poland. In: Racionální použití hnojiv. Praha : ČZU, 2006, s. 73-78.

245. WITTENMAYER, L. – SCHILLING, G. 1998. Behaviour of sugar-beet plants (Beta vulgaris L. sp. vulgaris var. altissima ‘Doell,) under conditions of changing water supply: Abscisic acid as indicator. In: Journal of Agronomy and Crop Science, roč. 180, 1998, č. 2, s. 65-72.


103

246. WOLF, I. 1995. Sorte Sortenwahl bei Zuckerrüben und deren Wechelswirkungen zu Umwelt und Qualitätsbezahlung. Dizertačná práca. Universität Göttingen : Cuvilier, 1995.

247. WYSZYŃSKI, Z. 2003. Zmienność cech roślin buraka cukrowego w łanie oraz plonowanie i jakość korzeni pod wpływem czynników środowiskowo-agrotechnicznych. Monogragia. Warszawa : Wydawnictwo SGGW, 2003. 136 s. ISBN 83-7244-417-X.

248. YADAV, A.C. et al. 1992. Effect of cytozyme, Atonik, Airaculan and Aixtalol on pea (Pisum sativum L.) var. Bonneville. In: Haryana J. Agron., roč. 8, 1992, č. 1, s. 75-77.

249. YADOLLAHI, A. – SHOJAEI ASADYEH, Z. 2009. Some Physiological Parameters and Sugar Concentration Changing of Sugar Beet (Beta vulgaris L.) under Controlled Climatical Conditions. In: Asian Journal of Crop Science, roč. 1, 2009, č. 1, s. 49-57.

250. YORDANOV, I. – VELIKOVA, V. – TSONEV, T. (2000): Plant responses to drought, acclimation and stress tolerance. In: Photosynthetica, roč. 38, 2001, č. 1, s. 171-186.

251. ZAHRADNÍČEK, J. 2005b. Zralost cukrovky a její znaky. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 121, 2005, č. 11/12, s. 326-328.

252. ZAHRADNÍČEK J. – BERAN, P. – PULKRÁBEK, J. – ŠVACHULA, V. – FAMĚRA, O. - ŠROLLER, J. – CHOCHOLA, J. 2001. The effect of physical soil quality of sugar beet. In: Rostliná výroba, roč. 47, 2001, č. 1, s. 23-27.

253. ZAHRADNÍČEK, J. – ČADSKÝ, J. – KAMÍNEK, M. et al. 1996. Effect of cytokinin and growth regulators on the technological quality and metabolism of the sugar beet. In: Chemical Papers, roč. 90, 1996, č. 7, s. 688.

254. ZAHRADNÍČEK, J. – JARÝ, J. 2003. Technologická jakost cukrovky a vlivy na ni působíci.. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 119, 2003, č. 12, s. 307.

255. ZAHRADNÍČEK, J. – NEČASOVÁ, M. – TYŠER, L. – KOŽNAROVÁ, V. 2008. Výnosy a technologická jakost cukrovky po ošetření listovým hnojivem Samppi v roce 2007. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 124, 2008, č. 5-6, s. 170-173.

256. ZAHRADNÍČEK, J. – NEČASOVÁ, M. – TYŠER, L. – KOŽNAROVÁ, V. 2009. Technologická jakost cukrovky po ošetření listovým hnojivem v letech 2007 a 2008. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 125, 2009, č. 9-10, s. 274-276.

257. ZAHRADNÍČEK, J. – POKORNA, A. – PULKRÁBEK, J. – KRÁL, J. – ŠANDA, J. 1998. Vliv foliárni aplikace přípravku Atonik na technologicků jakost a skladovatelnost cukrovky. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 114, 1998, č. 5/6, s. 147-149.

258. ZAHRADNÍČEK, J. – PULKRÁBEK, J. – ŠROLLER, J. – ŠVACHULA, V. 1999. Některé poznatky spôsobením listového hnojiva Campofort na cukrovku. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 115, 1999, č. 9/10, s. 262

259. ZÁHRADNÍČEK, J. – PULKRÁBEK, J. 2001. Technologická jakost cukrovky a možnosti jejího zlepšování. In: Farmář, roč. 7, 2001, č. 11, s. 26-27.

260. ZAHRADNÍČEK, J. – SOUKUP, J. – KOTYK, A. – JARÝ, J. 2004b. Vliv foliárního hnojení a biostimulátorů na metabolismus a technologickou jakost cukrovky


104

vegetujíci a skladované. In: Řepařství & Sladovnický ječmen. Praha : ČZU, 2004, s. 121-124.

261. ZAHRADNÍČEK, J. – ŠAŘEC, O. – KOŽNAROVÁ, V. – JURSÍK, M. – PŘYBIL, P. 2004a. Intenzifikace výroby cukrovky pomocí biostimulátorů za odlišných agrometeorologických podmínek. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 120, 2004, č. 9/10, s. 266

262. ZAHRADNÍČEK, J. – ŠAŘEC, O. – KOŽNAROVÁ, V. – JURSÍK, M. – PŘIBYL, P. 2005a. Intenzifikace výroby cukrovky a cukru pomocí biostimulátorů za odlišných agrometeorologických a půdních podmínek. [online]. 2005, [cit. 2005-12-10]. Dostupné na internete: <http://www.arysta.cz/download/pokusy/Atonik-cukrovka -CZU.pdf>

263. ZINČENKO, A.N. – FILIMOV, N.L. 2005. Tvorba listového aparátu cukrovky a jeho výkonnost v závislosti na používaných dávkach hnojív. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 121, 2005, č. 11-12, s. 328-329.

264. ZRALY, B. 1999. Smart Farming ’99. National Conference on Engineering Smart Farming for the Next Millenium. 14-16. March 1999. Faculty of Engineering. University Putra Malaysia.

265. ZUBAL, P. 2000. Syntetické regulátory rastu rastlín a príspevok domáceho výskumného a vývojového potenciálu na ich príprave a využití. In: Poľnohospodárstvo, roč. 46, 2000, č. 11, s. 843-855.

266. ŽÁK, Š. – KOVÁČOVÁ, M. 2007. Vplyv rozhodujúcich meteorologických prvkov na tvorbu sušiny fytomasy repy cukrovej. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 123, 2007, č. 3, s. 91-94.

267. ŽBONTAR ZVER, L. – GLAVIČ, P. 2005. Water minimization in process industries: case study in beet sugar plant. In: Resources, Conservation and Recycling, roč. 43, 2005, s. 133-145.

105

9 Zoznam publikovaných prác autora súvisiacich s riešenou

problematikou

ADC ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – KONKOĽOVÁ, M. – KOVÁČIK, P. 2005. Vybrané parametre úrody cukrovej repy v závislosti na odrode a foliárnej aplikácii Atoniku a Polyboru 150. In: Listy cukrovarnické a řepařské, roč. 121, 2005, č. 7-8, s. 239-241.

ADE ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – PORUBSKÁ, M. – ROTHOVÁ, V. 2006. Formation of sugar beet yield affected by varieties and biological active substances application. In: Bibliotheca fragmenta agronomica. Pulawy : Instytut uprawy navoženia i gleboznawstwa, 2006, s. 517-518. ISSN 0860-4088.

PAČUTA, V. – ČERNÝ, I. – FECKOVÁ, J. – ROTHOVÁ, V. – PORUBSKÁ, M. 2006. Sugar beet yield and technological quality influenced by foliar preparations based on bioactive substances. In: Bibliotheca fragmenta agronomica. Pulawy : Instytut uprawy navoženia i gleboznawstwa, 2006, s. 573-574. ISSN 0860-4088.

PAČUTA, V. – ČERNÝ, I. – ROTHOVÁ, V. – PORUBSKÁ, M. 2007. Effect of leaf fertilizers containing bioactive substances and variety on sugar beet root yield, digestion and polarized sugar yield. In: Agricultural and food sciences, processes and technologies. Proceedings of the international conference, Sibiu : "Lucian Blaga" University of Sibiu, 2007, s. 303-308. 1843-0694.

ADF ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – PORUBSKÁ, M. 2005. Produkčné parametre úrody cukrovej repy v závislosti na odrode a foliárnej aplikácii Atoniku a Polyboru 150. In: Zborník vedeckých prác VÚRV - ÚAe Michalovce. Michalovce: VÚRV – ÚAe, 2005, č. 21, s. 53-62. ISBN 80-88790-44-1.

ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – PORUBSKÁ, M. 2007. Production parameters of sugar beet yield depending on the variety and foliar application of Atonik and Polybor 150 preparations. In: Agriculture, roč. 53, 2007, č. 4, s. 169-174. 0551-3677.

ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – PORUBSKÁ, M. 2007. Sugar beet yield and quality formation dependent on year, variety and Atonik and Polybor 150 foliar application. In: Acta fytotechnica et zootechnica, roč. 9, 2007, č. 2, s. 45-48. 1335-258X.

AEC ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – PORUBSKÁ, M. 2007. Chicory (Cichorium intybus L.) root yield and inulin content influenced by foliar applications of Atonik and Polybor 150. In: Agricultural and food sciences, processes and technologies. Proceedings of the international conference, Sibiu : "Lucian Blaga" University of Sibiu, 2007, s. 85-90. 1843-0694.

Zoznam publikovaných prác autora súvisiacich s riešenou problematikou

106

AED

ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – PORUBSKÁ, M. – ROTHOVÁ, V. 2006. Influence of year, variety and biologically active substances application on selected sugar beet yield parameters. In: Zborník vedeckých prác z bilaterálneho slovensko-maďarského projektu. Collection of scientific articles from bilateral Slovak-Hungarian project : racionalizácia pestovateľských systémov a ich vplyv na efektívne využitie úrodového potenciálu a kvality produkcie poľných plodín v podmienkach trvalo udržateľného rozvoja. Nitra : Slovenská poľnohospodárska univerzita, 2006, s. 269-272. ISBN 80-8069-770-1.

ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – PORUBSKÁ, M. – ROTHOVÁ, V. 2006. Influence of plant growth stimulator Atonic and leaf fertilizer Campofort on some sugar beet parameters. In: Zborník vedeckých prác z bilaterálneho slovensko-maďarského projektu. Collection of scientific articles from bilateral Slovak-Hungarian project : racionalizácia pestovateľských systémov a ich vplyv na efektívne využitie úrodového potenciálu a kvality produkcie poľných plodín v podmienkach trvalo udržateľného rozvoja. Nitra : Slovenská poľnohospodárska univerzita, 2006, s. 265-268. ISBN 80-8069-770-1.

PAČUTA, V. – ČERNÝ, I. – ROTHOVÁ, V. – PORUBSKÁ, M. – HORVÁT, F. 2006. Effect of variety and bioactive substances on sugar beet root yield and digestion under the BNYVV uninfected soil conditions = part 1. In: Zborník vedeckých prác z bilaterálneho slovensko-maďarského projektu. Collection of scientific articles from bilateral Slovak-Hungarian project : racionalizácia pestovateľských systémov a ich vplyv na efektívne využitie úrodového potenciálu a kvality produkcie poľných plodín v podmienkach trvalo udržateľného rozvoja. Nitra : SPU, 2006, s. 246-258. ISBN 80-8069-770-1.

PAČUTA, V. – ČERNÝ, I. – ROTHOVÁ, V. – PORUBSKÁ, M. – HORVÁT, F. 2006. Effect of variety and bioactive substances on sugar beet root yield and digestion under the BNYVV uninfected soil conditions = part 2. In: Zborník vedeckých prác z bilaterálneho slovensko-maďarského projektu. Collection of scientific articles from bilateral Slovak-Hungarian project : racionalizácia pestovateľských systémov a ich vplyv na efektívne využitie úrodového potenciálu a kvality produkcie poľných plodín v podmienkach trvalo udržateľného rozvoja. Nitra : SPU, 2006, s. 259-264. ISBN 80-8069-770-1.

AFD

ČERNÝ, I. – PORUBSKÁ, M. 2006. Aspekty tvorby úrody a kvality cukrovej repy vplyvom ročníka, odrody a foliárnej aplikácie Atoniku a Polybrómu 150. In: Aktuálne problémy riešené v agrokomplexe [elektronický zdroj]. Zborník z XI. medzinárodného vedeckého seminára, Nitra : SPU, 2006, s. 108-114. ISBN 80-8069-799-X.

ČERNÝ, I. – PORUBSKÁ, M. 2006. Produkčné parametre úrody čakanky obyčajnej (Cichorium intybus L.) vplyvom variability vzdialenosti výsevu a odrody. In: Aktuálne problémy riešené v agrokomplexe [elektronický zdroj]. Zborník z XI. medzinárodného vedeckého seminára, Nitra : SPU, 2006. s. 115-119. ISBN 80-8069-799-X.

AFH

PORUBSKÁ, M. – ČERNÝ, I. 2006. Zvyšovanie kvality cukrovej repy prípravkami na báze bioaktívnych látok. In: Tradičné agroekosystémy '06. Abstrakty referátov 2. vedeckej konferencie, Nitra : SPU, 2006, s. 26. ISBN 80-8069-745-0.

Zoznam publikovaných prác autora súvisiacich s riešenou problematikou

107

ČERNÝ, I. – PORUBSKÁ, M. 2006. Kvalitatívne a kvantitatívne parametre úrody čakanky obyčajnej. In: Tradičné agroekosystémy '06. Abstrakty referátov 2. vedeckej konferencie, Nitra : SPU, 2006, s. 13. ISBN 80-8069-745-0.

BDE

ČERNÝ, I. – PORUBSKÁ, M. 2006. Problematika zakladania porastov cukrovej repy. In: Agro, roč. 11, 2006, č. 3, s. 54-56. ISSN 1211-362X.

ČERNÝ, I. – PORUBSKÁ, M. 2006. Parametre úrody cukrovej repy vplyvom hnojenia Campofortom. In: Agromanuál, roč. 1, 2006, č. 6, s. 58-59. ISSN 1801-4895.

BEC

ČERNÝ, I. – PORUBSKÁ, M. 2006. Aspekty tvorby úrody repy cukrovej vplyvom aplikácie Atoniku a Campofortu. In: Kompendium vybraných poznatků při pěstování jarního sladovníckeho ječmene a cukrovky. Sbornik z konference "Úspěšné plodiny pro velký trh - Cukrovka a ječmen", 13.-17.2.2006, Praha : Česká zemědělská univerzita, 2006, s. 104-105. ISBN 80-213-1461-3.

ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – PORUBSKÁ, M. 2006. Vplyv biologicky aktívnych látok a odrody na vybrané parametre úrody cukrovej repy. In: Kompendium vybraných poznatků při pěstování jarního sladovníckeho ječmene a cukrovky. Sbornik z konference "Úspěšné plodiny pro velký trh - Cukrovka a ječmen", 13.-17.2.2006, Praha : Česká zemědělská univerzita, 2006, s. 101-103. ISBN 80-213-1461-3.

BED

ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – KONKOĽOVÁ, M. 2005. Vybrané parametre úrody a kvality cukrovej repy vplyvom aplikácie ATONIKU a POLYBORU 150. In: Zborník prednášok VII. zjazd SSPLPaVV pri SAV. Vydal: STU Bratislava, 2005, s. 96-95. ISBN 80-227-2308-8. ČERNÝ, I. – PAČUTA, V. – PORUBSKÁ, M. – ROTHOVÁ, V. 2006. Formation of sugar beet yield affected by varieties and biological active substances application. In: Bibliotheca fragmenta agronomica, 2006, č. 11, s. 517-518, PL ISSN 0860-4088.

PAČUTA, V. – ČERNÝ, I. – ROTHOVÁ, V. – PORUBSKÁ, M. 2006. Sugar beet yield technological quality influenced by foliar preparations based bioactive substances. In: Bibliotheca fragmenta agronomica, 2006, č. 11, s. 573-574, PL ISSN 0860-4088.

108

10 Prílohy

Zoznam príloh:

Tabuľka 1 Analýza rozptylu pre úrodu buliev

Tabuľka 2 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu buliev v závislosti od roka

Tabuľka 3 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu buliev v závislosti od odrody

Tabuľka 4 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu buliev v závislosti od aplikovaných prípravkov

Tabuľka 5 Analýza rozptylu pre digesciu

Tabuľka 6 Viacnásobné porovnanie miery variability pre digesciu v závislosti od roka

Tabuľka 7 Viacnásobné porovnanie miery variability pre digesciu v závislosti od odrody

Tabuľka 8 Viacnásobné porovnanie miery variability pre digesciu v závislosti od aplikovaných prípravkov

Tabuľka 9 Analýza rozptylu pre úrodu rafinády

Tabuľka 10 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu rafinády v závislosti od roka

Tabuľka 11 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu rafinády v závislosti od odrody

Tabuľka 12 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu rafinády v závislosti od aplikovaných prípravkov

Tabuľka 13 Analýza rozptylu pre výťažnosť rafinády

Tabuľka 14 Viacnásobné porovnanie miery variability pre výťažnosť rafinády v závislosti od roka

Tabuľka 15 Viacnásobné porovnanie miery variability pre výťažnosť rafinády v závislosti od odrody

Tabuľka 16 Viacnásobné porovnanie miery variability pre výťažnosť rafinády v závislosti od aplikovaných prípravkov

Tabuľka 17 Analýza rozptylu pre úrodu polarizačného cukru

Tabuľka 18 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu polarizačného cukru v závislosti od roka

Tabuľka 19 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu polarizačného cukru v závislosti od odrody

Tabuľka 20 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu polarizačného cukru v závislosti od aplikovaných prípravkov

Tabuľka 21 Analýza rozptylu pre obsah α-amino N

Tabuľka 22 Viacnásobné porovnanie miery variability pre obsah α-amino N v závislosti od roka

Tabuľka 23 Viacnásobné porovnanie miery variability pre obsah α-amino N v závislosti od odrody

Tabuľka 24 Viacnásobné porovnanie miery variability pre obsah α-amino N v závislosti od aplikovaných prípravkov

Prílohy

109

Tabuľka 25 Analýza rozptylu pre obsah melasotvorného K+

Tabuľka 26 Viacnásobné porovnanie miery variability pre obsah melasotvorného K+ v závislosti od roka

Tabuľka 27 Viacnásobné porovnanie miery variability pre obsah melasotvorného K+ v závislosti od odrody

Tabuľka 28 Viacnásobné porovnanie miery variability pre obsah melasotvorného K+

v závislosti od aplikovaných prípravkov

Tabuľka 29 Analýza rozptylu pre obsah melasotvorného Na+

Tabuľka 30 Viacnásobné porovnanie miery variability pre obsah melasotvorného Na+

v závislosti od roka


v závislosti od odrody



Tabuľka 33 Regresná analýza závislej premennej Digescie a nezávislej premennej Úrody buliev v pokusných rokoch 2005 a 2006, vyjadrenie korelačného koeficientu

Tabuľka 34 Regresná analýza závislej premennej Digescie a nezávislej premennej Úrody buliev v pokusnom roku 2007, vyjadrenie korelačného koeficientu

Tabuľka 35 Analýza variancie pre počet rastlín na hektár

Tabuľka 36 Viacnásobné porovnanie miery variability pre počet rastlín na hektár




Tabuľka 38 Analýza variancie pre LAI

Tabuľka 39 Viacnásobné porovnanie miery variability pre LAI v závislosti od aplikovaných prípravkov

Tabuľka 40 Analýza variancie pre NAR

Tabuľka 41 Viacnásobné porovnanie miery variability pre NAR v závislosti od roka

Tabuľka 42 Viacnásobné porovnanie miery variability pre NAR v závislosti od odrody

Tabuľka 43 Viacnásobné porovnanie miery variability pre NAR v závislosti od aplikovaných prípravkov

Tabuľka 44 Výsledky analýz výživového stavu porastu v jednotlivých pokusných rokoch

Prílohy

110

Tabuľka 1 Analýza rozptylu pre úrodu buliev

Tabuľka 2 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu buliev v závislosti od roka

Tabuľka 3 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu buliev v závislosti od odrody

Analysis of Variance for uroda buliev - Type III Sums of Squares--------------------------------------------------------------------------------Source Sum of Squares Df Mean Square F-Ratio P-Value--------------------------------------------------------------------------------MAIN EFFECTS A:rok 307,457 2 153,728 3,28 0,0425 B:odroda 550,364 3 183,455 3,91 0,0114 C:uroven osetrenia 37,8061 2 18,9031 0,40 0,6695

INTERACTIONS AB 1351,17 6 225,195 4,80 0,0003 AC 67,8149 4 16,9537 0,36 0,8353 BC 197,729 6 32,9548 0,70 0,6481

RESIDUAL 3938,39 84 46,8856--------------------------------------------------------------------------------TOTAL (CORRECTED) 6450,73 107--------------------------------------------------------------------------------All F-ratios are based on the residual mean square error.

Multiple Range Tests for uroda buliev by rok

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDrok Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------2007 36 59,001 1,14122 X 2005 36 61,1538 1,14122 XX2006 36 63,1327 1,14122 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------2005 - 2006 -1,97892 3,20948 2005 - 2007 2,15277 3,20948 2006 - 2007 *4,13169 3,20948 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Multiple Range Tests for uroda buliev by odroda

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDodroda Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------Federica 27 57,4815 1,26149 X Terano 27 61,0497 1,26149 XRadek 27 62,37 1,26149 XTakt 27 63,4822 1,26149 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Federica - Radek *-4,88856 3,55997 Federica - Takt *-6,00069 3,55997 Federica - Terano *-3,56825 3,55997 Radek - Takt -1,11213 3,55997 Radek - Terano 1,3203 3,55997 Takt - Terano 2,43244 3,55997 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Prílohy

111

Tabuľka 4 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu buliev v závislosti od aplikovaných prípravkov

Tabuľka 5 Analýza rozptylu pre digesciu

Multiple Range Tests for uroda buliev by uroven osetrenia

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDLevel Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------kontrola 36 60,394 1,14122 XCampofort 36 61,0522 1,14122 XAtonik 36 61,8413 1,14122 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Atonik - Campofort 0,789089 3,20948 Atonik - kontrola 1,44728 3,20948 Campofort - kontrola 0,658194 3,20948 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Analysis of Variance for digescia - Type III Sums of Squares--------------------------------------------------------------------------------Source Sum of Squares Df Mean Square F-Ratio P-Value--------------------------------------------------------------------------------MAIN EFFECTS A:rok 107,882 2 53,9411 262,48 0,0000 B:odroda 15,9935 3 5,33117 25,94 0,0000 C:uroven osetrenia 1,55887 2 0,779437 3,79 0,0265



Prílohy

112

Tabuľka 6 Viacnásobné porovnanie miery variability pre digesciu v závislosti od roka

Tabuľka 7 Viacnásobné porovnanie miery variability pre digesciu v závislosti od odrody

Multiple Range Tests for digescia by rok

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDrok Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------2007 36 14,985 0,075554 X 2005 36 17,0447 0,075554 X2006 36 17,1608 0,075554 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------2005 - 2006 -0,116111 0,212482 2005 - 2007 *2,05972 0,212482 2006 - 2007 *2,17583 0,212482 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Multiple Range Tests for digescia by odroda

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDodroda Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------Radek 27 15,9222 0,0872422 X Terano 27 16,26 0,0872422 X Takt 27 16,4185 0,0872422 X Federica 27 16,9867 0,0872422 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Federica - Radek *1,06444 0,245353 Federica - Takt *0,568148 0,245353 Federica - Terano *0,726667 0,245353 Radek - Takt *-0,496296 0,245353 Radek - Terano *-0,337778 0,245353 Takt - Terano 0,158519 0,245353 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Prílohy

113

Tabuľka 8 Viacnásobné porovnanie miery variability pre digesciu v závislosti od aplikovaných prípravkov

Tabuľka 9 Analýza rozptylu pre úrodu rafinády

Multiple Range Tests for digescia by uroven osetrenia

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDLevel Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------kontrola 36 16,2917 0,075554 X Atonik 36 16,3339 0,075554 X Campofort 36 16,565 0,075554 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Atonik - Campofort *-0,231111 0,212482 Atonik - kontrola 0,0422222 0,212482 Campofort - kontrola *0,273333 0,212482 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Analysis of Variance for uroda rafinady - Type III Sums of Squares--------------------------------------------------------------------------------Source Sum of Squares Df Mean Square F-Ratio P-Value--------------------------------------------------------------------------------MAIN EFFECTS A:rok 54,9954 2 27,4977 28,03 0,0000 B:odroda 2,59601 3 0,865338 0,88 0,4538 C:uroven osetrenia 1,40812 2 0,704061 0,72 0,4908



Prílohy

114

Tabuľka 10 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu rafinády v závislosti od roka

Tabuľka 11 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu rafinády


Multiple Range Tests for uroda rafinady by rok

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDrok Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------2007 36 7,24382 0,165075 X 2006 36 8,63747 0,165075 X2005 36 8,8543 0,165075 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------2005 - 2006 0,216833 0,464243 2005 - 2007 *1,61049 0,464243 2006 - 2007 *1,39365 0,464243 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Multiple Range Tests for uroda rafinady by odroda

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDodroda Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------Radek 27 8,09566 0,190612 XTerano 27 8,13536 0,190612 XFederica 27 8,25638 0,190612 XTakt 27 8,49339 0,190612 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Federica - Radek 0,160726 0,536062 Federica - Takt -0,237004 0,536062 Federica - Terano 0,121019 0,536062 Radek - Takt -0,39773 0,536062 Radek - Terano -0,0397074 0,536062 Takt - Terano 0,358022 0,536062 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Prílohy

115

Tabuľka 12 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu rafinády v závislosti od aplikovaných prípravkov

Tabuľka 13 Analýza rozptylu pre výťažnosť rafinády

Multiple Range Tests for uroda rafinady by uroven osetrenia

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDLevel Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------kontrola 36 8,08493 0,165075 XAtonik 36 8,3082 0,165075 XCampofort 36 8,34246 0,165075 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Atonik - Campofort -0,0342583 0,464243 Atonik - kontrola 0,223269 0,464243 Campofort - kontrola 0,257528 0,464243 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Analysis of Variance for vytaznost rafinady - Type III Sums of Squares--------------------------------------------------------------------------------Source Sum of Squares Df Mean Square F-Ratio P-Value--------------------------------------------------------------------------------MAIN EFFECTS A:rok 93,0467 2 46,5234 173,48 0,0000 B:odroda 31,7781 3 10,5927 39,50 0,0000 C:uroven osetrenia 1,61457 2 0,807284 3,01 0,0546



Prílohy

116

Tabuľka 14 Viacnásobné porovnanie miery variability pre výťažnosť rafinády v závislosti od roka

Tabuľka 15 Viacnásobné porovnanie miery variability pre výťažnosť rafinády


Multiple Range Tests for vytaznost rafinady by rok

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDrok Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------2007 36 12,2681 0,0863107 X 2006 36 13,687 0,0863107 X 2005 36 14,5161 0,0863107 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------2005 - 2006 *0,829056 0,242734 2005 - 2007 *2,24795 0,242734 2006 - 2007 *1,4189 0,242734 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Multiple Range Tests for vytaznost rafinady by odroda

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDodroda Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------Radek 27 13,0015 0,099663 X Takt 27 13,2669 0,099663 XX Terano 27 13,2834 0,099663 X Federica 27 14,4097 0,099663 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Federica - Radek *1,40821 0,280285 Federica - Takt *1,14281 0,280285 Federica - Terano *1,12634 0,280285 Radek - Takt -0,265396 0,280285 Radek - Terano *-0,281867 0,280285 Takt - Terano -0,0164704 0,280285 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Prílohy

117

Tabuľka 16 Viacnásobné porovnanie miery variability pre výťažnosť rafinády v závislosti od aplikovaných prípravkov

Tabuľka 17 Analýza rozptylu pre úrodu polarizačného cukru

Multiple Range Tests for vytaznost rafinady by uroven osetrenia

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDLevel Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------kontrola 36 13,3843 0,0863107 X Atonik 36 13,4252 0,0863107 XXCampofort 36 13,6617 0,0863107 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Atonik - Campofort -0,236492 0,242734 Atonik - kontrola 0,0409 0,242734 Campofort - kontrola *0,277392 0,242734 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Analysis of Variance for uroda PC - Type III Sums of Squares--------------------------------------------------------------------------------Source Sum of Squares Df Mean Square F-Ratio P-Value--------------------------------------------------------------------------------MAIN EFFECTS A:rok 79,295 2 39,6475 28,83 0,0000 B:odroda 8,45743 3 2,81914 2,05 0,1130 C:uroven osetrenia 1,75045 2 0,875224 0,64 0,5317



Prílohy

118

Tabuľka 18 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu polarizačného cukru v závislosti od roka

Tabuľka 19 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu polarizačného cukru


Multiple Range Tests for uroda PC by rok

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDrok Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------2007 36 8,8444 0,195437 X 2005 36 10,4185 0,195437 X2006 36 10,8338 0,195437 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------2005 - 2006 -0,4153 0,549633 2005 - 2007 *1,57409 0,549633 2006 - 2007 *1,98939 0,549633 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Multiple Range Tests for uroda PC by odroda

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDodroda Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------Federica 27 9,75518 0,225672 X Radek 27 9,91937 0,225672 XXTerano 27 9,9554 0,225672 XXTakt 27 10,499 0,225672 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Federica - Radek -0,164189 0,634662 Federica - Takt *-0,743785 0,634662 Federica - Terano -0,200226 0,634662 Radek - Takt -0,579596 0,634662 Radek - Terano -0,036037 0,634662 Takt - Terano 0,543559 0,634662 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Prílohy

119

Tabuľka 20 Viacnásobné porovnanie miery variability pre úrodu polarizačného cukru v závislosti od aplikovaných prípravkov

Tabuľka 21 Analýza rozptylu pre obsah α-amino N

Multiple Range Tests for uroda PC by uroven osetrenia


Analysis of Variance for obsah N - Type III Sums of Squares--------------------------------------------------------------------------------Source Sum of Squares Df Mean Square F-Ratio P-Value--------------------------------------------------------------------------------MAIN EFFECTS A:rok 69,6389 2 34,8195 178,26 0,0000 B:odroda 20,0542 3 6,68473 34,22 0,0000 C:uroven osetrenia 0,052513 2 0,0262565 0,13 0,8744



Prílohy

120

Tabuľka 22 Viacnásobné porovnanie miery variability pre obsah α-amino N v závislosti od roka

Tabuľka 23 Viacnásobné porovnanie miery variability pre obsah α-amino N


Multiple Range Tests for obsah N by rok

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDrok Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------2005 36 4,04972 0,0736607 X 2007 36 4,17917 0,0736607 X 2006 36 5,81417 0,0736607 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------2005 - 2006 *-1,76444 0,207158 2005 - 2007 -0,129444 0,207158 2006 - 2007 *1,635 0,207158 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Multiple Range Tests for obsah N by odroda

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDodroda Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------Federica 27 3,98296 0,085056 X Takt 27 4,78148 0,085056 X Terano 27 4,79704 0,085056 X Radek 27 5,16259 0,085056 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Federica - Radek *-1,17963 0,239205 Federica - Takt *-0,798519 0,239205 Federica - Terano *-0,814074 0,239205 Radek - Takt *0,381111 0,239205 Radek - Terano *0,365556 0,239205 Takt - Terano -0,0155556 0,239205 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Prílohy

121

Tabuľka 24 Viacnásobné porovnanie miery variability pre obsah α-amino N v závislosti od aplikovaných prípravkov

Tabuľka 25 Analýza rozptylu pre obsah melasotvorného K+

Multiple Range Tests for obsah N by uroven osetrenia

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDLevel Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------kontrola 36 4,65611 0,0736607 XCampofort 36 4,67722 0,0736607 XAtonik 36 4,70972 0,0736607 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Atonik - Campofort 0,0325 0,207158 Atonik - kontrola 0,0536111 0,207158 Campofort - kontrola 0,0211111 0,207158 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Analysis of Variance for obsah K - Type III Sums of Squares--------------------------------------------------------------------------------Source Sum of Squares Df Mean Square F-Ratio P-Value--------------------------------------------------------------------------------MAIN EFFECTS A:rok 57,5135 2 28,7568 284,32 0,0000 B:odroda 14,8751 3 4,95835 49,02 0,0000 C:uroven osetrenia 0,197606 2 0,0988028 0,98 0,3807



Prílohy

122

Tabuľka 26 Viacnásobné porovnanie miery variability pre obsah melasotvorného K+ v závislosti od roka



Multiple Range Tests for obsah K by rok

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDrok Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------2005 36 4,03639 0,0530052 X 2007 36 4,28556 0,0530052 X 2006 36 5,69389 0,0530052 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------2005 - 2006 *-1,6575 0,149068 2005 - 2007 *-0,249167 0,149068 2006 - 2007 *1,40833 0,149068 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Multiple Range Tests for obsah K by odroda

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDodroda Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------Federica 27 4,29889 0,0612051 X Radek 27 4,37037 0,0612051 X Terano 27 4,79333 0,0612051 X Takt 27 5,22519 0,0612051 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Federica - Radek -0,0714815 0,172129 Federica - Takt *-0,926296 0,172129 Federica - Terano *-0,494444 0,172129 Radek - Takt *-0,854815 0,172129 Radek - Terano *-0,422963 0,172129 Takt - Terano *0,431852 0,172129 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Prílohy

123



Tabuľka 29 Analýza rozptylu pre obsah melasotvorného Na+

Multiple Range Tests for obsah K by uroven osetrenia


Analysis of Variance for obsah Na - Type III Sums of Squares--------------------------------------------------------------------------------Source Sum of Squares Df Mean Square F-Ratio P-Value--------------------------------------------------------------------------------MAIN EFFECTS A:rok 6,86314 2 3,43157 135,10 0,0000 B:odroda 5,99423 3 1,99808 78,66 0,0000 C:uroven osetrenia 0,268919 2 0,134459 5,29 0,0068



Prílohy

124


v závislosti od roka



Multiple Range Tests for obsah Na by rok

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDrok Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------2005 36 1,38167 0,0265624 X 2007 36 1,64722 0,0265624 X 2006 36 1,99722 0,0265624 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------2005 - 2006 *-0,615556 0,074702 2005 - 2007 *-0,265556 0,074702 2006 - 2007 *0,35 0,074702 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Multiple Range Tests for obsah Na by odroda

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDodroda Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------Federica 27 1,27926 0,0306716 X Terano 27 1,72667 0,0306716 X Takt 27 1,80889 0,0306716 XXRadek 27 1,88667 0,0306716 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Federica - Radek *-0,607407 0,0862584 Federica - Takt *-0,52963 0,0862584 Federica - Terano *-0,447407 0,0862584 Radek - Takt 0,0777778 0,0862584 Radek - Terano *0,16 0,0862584 Takt - Terano 0,0822222 0,0862584 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Prílohy

125



Tabuľka 33 Regresná analýza závislej premennej Digescie a nezávislej premennej Úrody

buliev v pokusných rokoch 2005 a 2006, vyjadrenie korelačného koeficientu

Multiple Range Tests for obsah Na by uroven osetrenia

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDLevel Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------Campofort 36 1,61389 0,0265624 X Atonik 36 1,67611 0,0265624 XXkontrola 36 1,73611 0,0265624 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Atonik - Campofort 0,0622222 0,074702 Atonik - kontrola -0,06 0,074702 Campofort - kontrola *-0,122222 0,074702 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Regression Analysis - Exponential model: Y = exp(a + b*X)-----------------------------------------------------------------------------Dependent variable: digesciaIndependent variable: uroda buliev----------------------------------------------------------------------------- Standard TParameter Estimate Error Statistic P-Value-----------------------------------------------------------------------------Intercept 2,85268 0,0458519 62,2152 0,0000Slope -0,000232588 0,000732731 -0,317426 0,7519-----------------------------------------------------------------------------

Analysis of Variance-----------------------------------------------------------------------------Source Sum of Squares Df Mean Square F-Ratio P-Value-----------------------------------------------------------------------------Model 0,000210525 1 0,000210525 0,10 0,7519Residual 0,146257 70 0,00208939-----------------------------------------------------------------------------Total (Corr.) 0,146468 71

Correlation Coefficient = -0,0379123R-squared = 0,143735 percentR-squared (adjusted for d.f.) = -1,28278 percentStandard Error of Est. = 0,0457098Mean absolute error = 0,0346992Durbin-Watson statistic = 0,536885 (P=0,0000)Lag 1 residual autocorrelation = 0,722673

Prílohy

126

Tabuľka 34 Regresná analýza závislej premennej Digescie a nezávislej premennej Úrody buliev v pokusnom roku 2007, vyjadrenie korelačného koeficientu

Tabuľka 35 Analýza variancie pre počet rastlín na hektár

Regression Analysis - Exponential model: Y = exp(a + b*X)-----------------------------------------------------------------------------Dependent variable: digesciaIndependent variable: uroda buliev----------------------------------------------------------------------------- Standard TParameter Estimate Error Statistic P-Value-----------------------------------------------------------------------------Intercept 2,68686 0,0361391 74,3476 0,0000Slope 0,000335462 0,00060692 0,552729 0,5841-----------------------------------------------------------------------------

Analysis of Variance-----------------------------------------------------------------------------Source Sum of Squares Df Mean Square F-Ratio P-Value-----------------------------------------------------------------------------Model 0,000261323 1 0,000261323 0,31 0,5841Residual 0,0290825 34 0,000855368-----------------------------------------------------------------------------Total (Corr.) 0,0293438 35

Correlation Coefficient = 0,0943691R-squared = 0,890553 percentR-squared (adjusted for d.f.) = -2,02443 percentStandard Error of Est. = 0,0292467Mean absolute error = 0,0190983Durbin-Watson statistic = 1,15895 (P=0,0034)Lag 1 residual autocorrelation = 0,384859

Analysis of Variance for pocet rastlin - Type III Sums of Squares--------------------------------------------------------------------------------Source Sum of Squares Df Mean Square F-Ratio P-Value--------------------------------------------------------------------------------MAIN EFFECTS A:uroven osetrenia 157,175 2 78,5876 1,05 0,3576 B:odroda 4168,49 3 1389,5 18,53 0,0000 C:rok 928,087 1 928,087 12,38 0,0009



Prílohy

127





Multiple Range Tests for pocet rastlin by odroda

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDodroda Count LS Mean Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------Radek 18 100,456 X Takt 18 101,428 X Terano 18 106,189 X Federica 18 119,533 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Federica - Radek *19,0778 5,78706 Federica - Takt *18,1056 5,78706 Federica - Terano *13,3444 5,78706 Radek - Takt -0,972222 5,78706 Radek - Terano -5,73333 5,78706 Takt - Terano -4,76111 5,78706 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Multiple Range Tests for pocet rastlin by uroven osetrenia

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDLevel Count LS Mean Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------Campofort 24 105,017 XAtonik 24 107,063 Xkontrola 24 108,625 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Atonik - Campofort 2,04583 5,01174 Atonik - kontrola -1,5625 5,01174 Campofort - kontrola -3,60833 5,01174 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Prílohy

128

Tabuľka 38 Analýza variancie pre LAI

Tabuľka 39 Viacnásobné porovnanie miery variability pre LAI


Analysis of Variance for LAI - Type III Sums of Squares--------------------------------------------------------------------------------Source Sum of Squares Df Mean Square F-Ratio P-Value--------------------------------------------------------------------------------MAIN EFFECTS A:rok 1,11253 1 1,11253 6,25 0,0166 B:odroda 1,54029 3 0,513431 2,88 0,0475 C:osetrenie 1,08267 2 0,541335 3,04 0,0589 D:opakovanie 0,568844 2 0,284422 1,60 0,2149

INTERACTIONS AB 1,01783 3 0,339275 1,91 0,1441 AC 0,0338361 2 0,0169181 0,10 0,9095 AD 0,0860778 2 0,0430389 0,24 0,7863 BC 2,10795 6 0,351325 1,97 0,0924 BD 1,38351 6 0,230585 1,30 0,2814 CD 0,427489 4 0,106872 0,60 0,6645


Multiple Range Tests for LAI by osetrenie

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDosetrenie Count LS Mean Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------Atonik 24 2,0475 X kontrola 24 2,18458 XXCampofort 24 2,3475 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Atonik - Campofort *-0,3 0,24614 Atonik - kontrola -0,137083 0,24614 Campofort - kontrola 0,162917 0,24614 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Prílohy

129

Tabuľka 40 Analýza variancie pre NAR

Tabuľka 41 Viacnásobné porovnanie miery variability pre NAR v závislosti od roka

Analysis of Variance for NAR - Type III Sums of Squares--------------------------------------------------------------------------------Source Sum of Squares Df Mean Square F-Ratio P-Value--------------------------------------------------------------------------------MAIN EFFECTS A:odroda 1,19505 3 0,398349 0,28 0,8349 B:osetrenie 1,32166 2 0,660829 0,47 0,6447 C:rok 12,456 1 12,456 8,91 0,0245



Multiple Range Tests for NAR by rok

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDrok Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------2006 12 3,88 0,341343 X 2005 12 5,32083 0,341343 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------2005 - 2006 *1,44083 1,18121 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Prílohy

130

Tabuľka 42 Viacnásobné porovnanie miery variability pre NAR v závislosti od odrody

Tabuľka 43 Viacnásobné porovnanie miery variability pre NAR


Multiple Range Tests for NAR by odroda

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDodroda Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------Federica 6 4,24167 0,482732 XTerano 6 4,62167 0,482732 XRadek 6 4,68833 0,482732 XTakt 6 4,85 0,482732 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Federica - Radek -0,446667 1,67048 Federica - Takt -0,608333 1,67048 Federica - Terano -0,38 1,67048 Radek - Takt -0,161667 1,67048 Radek - Terano 0,0666667 1,67048 Takt - Terano 0,228333 1,67048 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

Multiple Range Tests for NAR by osetrenie

--------------------------------------------------------------------------------Method: 95,0 percent LSDosetrenie Count LS Mean LS Sigma Homogeneous Groups--------------------------------------------------------------------------------kontrola 8 4,28875 0,418058 XCampofort 8 4,6575 0,418058 XAtonik 8 4,855 0,418058 X--------------------------------------------------------------------------------Contrast Difference +/- Limits--------------------------------------------------------------------------------Atonik - Campofort 0,1975 1,44668 Atonik - kontrola 0,56625 1,44668 Campofort - kontrola 0,36875 1,44668 --------------------------------------------------------------------------------* denotes a statistically significant difference.

131

Tabuľka 44 Výsledky analýz výživového stavu porastu v jednotlivých pokusných rokoch

Dátum odberu 10.6.2005 10.6.2005 10.6.2005 10.6.2005 12.6.2006 12.6.2006 12.6.2006 12.6.2006 5.6.2007 5.6.2007 5.6.2007 5.6.2007

Odroda Radek Federica Takt Terano Radek Federica Takt Terano Radek Federica Takt Terano

sušina 1 rastliny (g) 1,22 1,12 1,19 1,09 1,36 1,28 1,22 1,18 0,61 0,606 0,476 0,424

Fáze BBCH 18 18 18 18 18 18 18 18 13 13 13 13

N (% k sušine rast.) 4,48 4,39 4,36 4,33 4,52 4,38 4,36 4,38 4,602 4,547 4,363 4,528

P (% k sušine rast.) 0,49 0,45 0,47 0,48 0,42 0,47 0,4 0,42 0,607 0,489 0,38 0,44

K (% k sušine rast.) 7,15 7,1 7,05 6,98 8,54 8,95 8,82 8,87 9,967 10,6 9,2 9,1

Ca (% k sušine rast.) 1,31 1,28 1,3 1,39 1,12 1,18 1,1 1,21 0,942 0,874 1 0,868

Mg (% k sušine rast.) 1,39 1,39 1,41 1,4 1,14 1,1 1,21 1,29 1,08 1,1 1,06 0,98

S 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0

B (mg.kg-1 sušiny) 40,2 40,9 41,5 41,7 39,3 38,6 41,15 39,6 37,78 37,23 41,22 38,36

Mn 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0

Zn 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0

Fe 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0

Cu 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0

N-NO3-30 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0

N-NH4-30 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0

N-NO3-60 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0

N-NH4-60 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0

1.deficitná živina B B B B B B B B Ca Ca Ca Ca

2.deficitná živina Ca Ca Ca Ca Ca Ca Ca Ca B B P B

3.deficitná živina P P P P P P P P Mg P B P

aplikované hnojivo

CA

MP

OF

OR

T

Spe

cial

B

CA

MP

OF

OR

T

Spe

cial

B

CA

MP

OF

OR

T

Spe

cial

B

CA

MP

OF

OR

T

Spe

cial

B

CA

MP

OF

OR

T

Spe

cial

B

CA

MP

OF

OR

T

Spe

cial

B

CA

MP

OF

OR

T

Spe

cial

B

CA

MP

OF

OR

T

Spe

cial

B

CA

MP

OF

OR

T

Gar

ant C

a

CA

MP

OF

OR

T

Gar

ant C

a

CA

MP

OF

OR

T

Gar

ant C

a

CA

MP

OF

OR

T

Gar

ant C

a

Prílohy

132

Obrázok 1 Sejba cukrovej repy (foto: M. Porubská)

Obrázok 3 Cukrová repa v rastovej fáze 11 – 14 BBCH (foto: M. Porubská)

Obrázok 2 Vymeriavanie pokusu (foto: M. Porubská)

Prílohy

133

Obrázok 5, 6 Vzorky sušiny rastlín, odber 12.6.2006 (foto: M. Porubská)

Obrázok 4 Lineárne merania veľkosti listov cukrovej repy (foto: M. Porubská)

Prílohy

134

Obrázok 11 Rizoktónia cukrovej repy (1.7.2005) (foto: M. Porubská)

Obrázok 8, 9, 10 Cukrová repa na konci júla a pred zberom (foto: M. Porubská)

Obrázok 7 Predsejbová príprava pôdy (foto: J. Kolníková, M. Porubská)

TVORBA PRODUKČNÝCH A KVALITATÍVNYCH PARAMETROV...

Documents

Transcript of TVORBA PRODUKČNÝCH A KVALITATÍVNYCH PARAMETROV...